BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM -------------------
NGUYỄN DUY THỌ
ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA GIÁO DỤC ĐẾN THU NHẬP
CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG VIỆT NAM NĂM 2010
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp.HCM -------------------
NGUYỄN DUY THỌ
ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA GIÁO DỤC ĐẾN THU NHẬP
CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG VIỆT NAM NĂM 2010
Chuyên ngành : Kinh tế Phát triển
Mã số
: 60.31.01.05
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
TS. NGUYỄN HỮU DŨNG
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tôi, các kết quả nghiên
cứu có tính độc lập riêng, chưa được công bố nội dung ở bất kì đâu; các số liệu, các
nguồn trích dẫn trong luận án được chú thích nguồn gốc rõ ràng, trung thực.
Tôi xin cam đoan chịu trách nhiệm về lời cam đoan danh dự của tôi.
Học viên thực hiện
Nguyễn Duy Thọ
MỤC LỤC
Trang phụ bìa
Lời cam đoan
Mục lục
Danh mục các từ viết tắt
Danh mục các bảng
Danh mục các hình vẽ
CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU ................................................................................................. 1
1.1. Đặt vấn đề ................................................................................................................ 1
1.2. Mục tiêu nghiên cứu ................................................................................................. 3
1.3. Câu hỏi nghiên cứu .................................................................................................. 3
1.4. Đối tượng nghiên cứu............................................................................................... 4
1.5. Phương pháp nghiên cứu .......................................................................................... 4
1.6. Dữ liệu nghiên cứu .................................................................................................. 4
1.7. Cấu trúc đề tài .......................................................................................................... 4
CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ THỰC TIỄN.................................. 6
2.1. Vốn nhân lực ............................................................................................................ 7
2.2 Giáo dục và đi học – Mô hình đi học ........................................................................ 9
2.3Trình độ giáo dục – Tín hiệu thị trường lao động .................................................... 15
2.4 Hàm thu nhập Mincer .............................................................................................. 19
2.4.1 Hiệu quả của đầu tư trong mô hình đi học ........................................................ 19
2.4.2 Đầu tư cho đào tạo trong quá trình làm việc ..................................................... 22
2.4.3 Hàm ước lượng logarithm thu nhập .................................................................. 25
2.4.4 Ưu điểm và giới hạn của hàm thu nhập Mincer ................................................ 26
2.5 Bằng chứng thực nghiệm ....................................................................................... 27
2.5.1 Số năm đi học và cấp độ giáo dục ..................................................................... 27
2.5.2 Yếu tố kinh nghiệm ........................................................................................... 30
2.5.3 Khu vực kinh tế ................................................................................................. 30
2.5.4 Thành thị và nông thôn ..................................................................................... 31
2.5.5 Ngành nghề ....................................................................................................... 32
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU .............................. 33
3.1. Dữ liệu nghiên cứu ................................................................................................. 33
3.2. Mô hình nghiên cứu ............................................................................................... 33
3.2.1 Các khái niệm .................................................................................................... 33
3.2.2 Mô hình nghiên cứu .......................................................................................... 34
3.2.3 Mô tả biến số ..................................................................................................... 36
3.3 Xử lý dữ liệu .......................................................................................................... 38
3.3.1 Rút trích dữ liệu ................................................................................................ 38
3.3.2 Kiểm định dữ liệu .............................................................................................. 40
3.3.3 Cách thức ước lượng ......................................................................................... 41
3.4 Quy trình thực hiện nghiên cứu.............................................................................. 44
CHƯƠNG 4: THỰC TRẠNG GIÁO DỤC VÀ THU NHẬP CỦA NGƯỜI LAO
ĐỘNG VIỆT NAM NĂM 2010 .................................................................................. 46
4.1 Tổng quan về mẫu dữ liệu ....................................................................................... 46
4.2 Thu nhập trung bình của người lao động ................................................................ 48
4.2.1 Chênh lệch thu nhập theo khu vực sinh sống .................................................... 48
4.2.2 Chênh lệch thu nhập theo nhóm tuổi ................................................................ 49
4.2.3 Chênh lệch thu nhập theo học vấn của người lao động .................................... 50
4.2.4 Chênh lệch thu nhập theo cơ cấu và thành phần kinh tế ................................... 52
CHƯƠNG 5: ƯỚC LƯỢNG SUẤT SINH LỢI CỦA GIÁO DỤC ........................ 58
5.1. Kết quả hồi quy suất sinh lợi trung bình theo năm đi học ..................................... 58
5.1.1. Kiểm định mô hình .............................................................................................. 58
5.1.2 Lợi suất trung bình theo số năm đi học trên cả nước ........................................ 59
5.1.3 Lợi suất trung bình theo năm đi học ở 6 vùng kinh tế ...................................... 62
5.1.4 Lợi suất trung bình theo năm đi họcvới các đặc điểm quan sát ........................ 67
5.2 Ước lượng RORE cho các cấp học ......................................................................... 68
5.2.1 ROREcủa các cấp học cả nước và vùng kinh tế ............................................... 68
5.2.2 ROREcủa các cấp học theo các đặc điểm quan sát ........................................... 70
CHƯƠNG 6: KẾT LUẬN .......................................................................................... 73
6.1 Lý thuyết và mô hình nghiên cứu ........................................................................... 73
6.2 Thực trạng giáo dục và thu nhập của người lao động Việt Nam 2010 ................... 73
6.3 Tác động của giáo dục với thu nhập người lao động Việt Nam 2010 .................... 74
6.4 Giới hạnvà hướng nghiên cứu mới ......................................................................... 76
TÀI LIỆU THAM KHẢO .......................................................................................... 78
PHẦN PHỤ LỤC
Phụ lục 4.1: Tỷ lệ lao động phân theo học vấn ............................................................... 1
Phụ lục 4.2: Tỷ lệ lao động phân theo học vấn ở 6 vùng trên cả nước ........................... 1
Phụ lục 4.3: Tỉ lệ lao động phân theo cơ cấu kinh tế ...................................................... 2
Phụ lục 4.4: Tỷ lệ lao động phân theo loại hình kinh tế ................................................. 2
Phụ lục 4.5: Kiểm định chênh lệch thu nhập giữa khu vực thành thị và nông thôn ....... 2
Phụ lục 4.6: Kiểm định one way ANOVA:Chênh lệch thu nhập giữa 6 vùng địa lý ..... 3
Phụ lục 4.7: Kiểm định one way ANOVA: Chênh lệch thu nhập giữa các bằng cấp ..... 5
Phụ lục 4.8: Kiểm định one way ANOVA:Chênh lệch thu nhập người lao động giữa các nhóm tuổi ở hai khu vực ........................................................................................... 7
Phụ lục 4.9: Kiểm định one way ANOVA:Chênh lệch thu nhập người lao động trong các thành phần kinh tế ..................................................................................................... 9
Phụ lục 4.10: Kiểm định one way ANOVA:Chênh lệch thu nhập giữa người lao động trong các ngành kinh tế ................................................................................................. 11
Phụ lục 4.11: Thu nhập theo khu vực thành thị/nông thôn và nhóm tuổi ..................... 13
Phụ lục 4.12: Thu nhập theo khu vực thành thị/nông thôn và bằng cấp ....................... 13
Phụ lục 4.13: Thu nhập theo khu vực thành thị/nông thôn và ngành nghề ................... 14
Phụ lục 4.14: Thu nhập theo vùng địa lý và thành phần kinh tế ................................... 14
Phụ lục 4.15: Thu nhập theo vùng địa lý và cơ cấu ngành ........................................... 15
Phụ lục 5.1: Kết quả kiểm định hiệu quả của biến nội sinh .......................................... 16
Phụ lục 5.2: Kết quả kiểm định hiệu quả của biến công cụ .......................................... 16
Phụ lục 5.3: Kết quả kiểm định Durbin – Wu – Hausman............................................ 17
Phụ lục 5.4: Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi .................................. 18
Phụ lục 5.5: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến ........................................... 18
Phụ lục 5.6: Kết quả hồi quy suất sinh lợi giáo dục theo năm đi học cả nước ............. 19
Phụ lục 5.7 Kết quả hồi quy suất sinh lợi cho vùng kinh tế và các đặc điểm khác ..... 21
Phụ lục 5.8 Tỷ suất suất sinh lợi giáo dục cả nước ....................................................... 34
Phụ lục 5.9 Tỉ suất suất sinh lợi giáo dục của vùng kinh tế và các đặc điểm khác....... 35
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
TIẾNG VIỆT
CĐ-ĐH Bậc học cao đẳng, đại học.
KVKT Khu vực kinh tế
TCTK Tổng cục Thống kê
TPKT Thành phần kinh tế
VHLSS Bộ dữ liệu Khảo sát mức sống dân cư
TIẾNG ANH Ý NGHĨA TIẾNG VIỆT
2SLS Two stage least squares Phương pháp hồi quy hai giai đoạn
IV Instrument variable Biến công cụ
OLS ordinary least squares Phương pháp hồi quy bình phương tối tiểu
RORE Rate of return to education Tỷ suất lợi suất giáo dục
RTS Return to schooling Suất sinh lợi theo số năm đi học
DANH MỤC CÁC BẢNG
Bảng 3.1: Bảng tổng hợp thông tin trích lọc các biến số ............................................. 39
Bảng 4.1: Thu nhập bình quân của người lao động trong các thành phần kinh tế ....... 52
Bảng 4.2: Thu nhập bình quân của người lao động trong các ngành kinh tế .............. 54
Bảng 4.3: Tổng hợp dấu kì vọng của các biến trong mô hình ..................................... 56
Bảng 5.1: Kết quả hồi quy của thu nhập người lao động theo phương pháp 2SLS ..... 61
Bảng 5.2: Lợi suất trung bình năm đi học ở 6 vùng địa lý.......................................... 66
Bảng 5.3: Lợi suất trung bình năm đi học theo các đặc điểm ...................................... 67
Bảng 5.4: Tỉ suất suất sinh lợi của các cấp học trên cả nước, theo khu vực thành thị -
nông thôn và 6 vùng địa lý ........................................................................................... 68
Bảng 5.5: Tỉ suất suất sinh lợi giáo dục cấp học theo các đặc điểm ............................ 71
DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ
Hình 2.1: Quan hệ giữa giáo dục-đào tạo và phát triển kinh tế ........................................ 9
Hình 2.2: Quan hệ thu nhập và số năm đi học ............................................................... 11
Hình 2.3: Quyết định ngừng đi học để đi làm của người lao động ................................ 12
Hình 2.4: Năm đi học và thu nhập của người lao động khi có sự khác biệt về năng lực 14
Hình 2.5: Trình độ giáo dục – Tín hiệu trong thị trường lao động ................................ 18
Hình 2.6: Quan hệ thu nhập và năm kinh nghiệm của người lao động ......................... 25
Hình 4.1: Cơ cấu phân bố mẫu theo các vùng ............................................................... 46
Hình 4.2: Độ tuổi trung bình của người lao động trong mẫu khảo sát .......................... 47
Hình 4.3: Thu nhập trung bình của người lao động ở 6 vùng ........................................ 49
Hình 4.4: Thu nhập trung bình của người lao động theo các nhóm tuổi ở thành thị và
nông thôn ........................................................................................................................ 50
Hình 4.5: Thu nhập trung bình của người lao động theo các cấp học ở thành thị và nông
thôn ................................................................................................................................. 51
Hình 4.6: Thu nhập trung bình của người lao động theo các thành phần kinh tế và 6
vùng địa lý ...................................................................................................................... 53
Hình 4.7: Thu nhập trung bình của người lao động theo các ngành kinh tế và 6 vùng
địa lý ............................................................................................................................... 55
1
CHƢƠNG 1: PHẦN MỞ ĐẦU
1.1 Đặt vấn đề
Giáo dục đã, đang và sẽ luôn luôn là đề tài nóng bỏng thu hút sự quan tâm
của không chỉ những người hoạch định chính sách, những người hoạt động trong
lĩnh vực dạy và học mà là của tất cả mọi người. Xu hướng vận động của thế giới
ngày nay là tiến tới toàn cầu hoá và kinh tế tri thức, dựa trên nền tảng sáng tạo khoa
học và công nghệ. Thế giới đang trong quá trình biến chuyển cực nhanh, cả về cuộc
sống vật chất và văn hoá, theo từng đợt sóng cách mạng công nghệ liên tiếp, dồn
dập như trước đây chưa hề thấy, dễ dàng bỏ lại phía sau hay thậm chí là nhấn chìm
các quốc gia không vượt qua được, không thích ứng nổi, hoặc thích ứng chậm với
những đợt sóng ấy. Về phương diện liên quan trực tiếp đến giáo dục, đợt sóng mới
về công nghệ thông tin, đặc biệt là số hoá và truyền thông đa phương tiện có ảnh
hưởng lớn lao đến quá trình phổ biến, tiếp thu, xử lý, vận dụng và sáng tạo tri thức.
Cho nên nói đến giáo dục thế kỷ 21 là nói đến một nền giáo dục đặt trên cơ sở thích
ứng với những điều kiện, khả năng và nhu cầu phát triển đó của xã hội mới.
Thống kê của bộ giáo dục đào tạo cho giai đoạn từ 1999-2013 cho thấy số
lượng cơ sở giáo dục và giáo viên của các cấp học và hệ đào tạo đều gia tăng về số
lượng. Số lượng học sinh tiểu học có xu hướng tăng nhưng số lượng học sinh trung
học cơ sở và trung học phổ thông lại có xu hướng giảm nhẹ. Tuy nhiên số lượng
sinh viên của bậc học cao đẳng và đại học gia tăng nhanh chóng với số lượng sinh viên vào năm 2011 đã tăng 40% so với năm 19991. Song hành với sự phát triển của
giáo dục đào tạo, là sự phát triển kinh tế mạnh mẽ và thu nhập của người dân được
cải thiện đáng kể với thu nhập bình quân đầu người sau khi loại trừ yếu tố lạm phát đều ở mức tăng hơn 6% mỗi năm trong giai đoạn từ 2003-20102. Một hiện tượng
đáng chú ý khác là mối quan hệ tỷ lệ thuận giữa điều kiện kinh tế của hộ gia đình và
cơ hội tiếp cận giáo dục được thể hiện rất rõ: hộ gia đình có điều kiện kinh tế cao thì
1 Bộ giáo dục và đào tạo. Thống kê giáo dục 1999-2013. [online]
2
sẽ có tỷ lệ thành viên đi học cao và trình độ giáo dục nhìn chung sẽ tốt; ngược lại
đối với những hộ gia đình có mức thu nhập hạn hẹp, thì việc chi tiêu cho các nhu
cầu khác cho cuộc sống sẽ làm ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu đầu tư cho giáo
dục và do đó những thành viên của hộ gia đình không có được trình độ tốt dẫn đến
sự yếu kém về kĩ năng, năng lực khi tham gia lực lượng lao động. Như một vòng
luẩn quẩn, hộ gia đình nghèo sẽ vẫn tiếp tục nghèo bởi vì những thành viên của hộ
khó có cơ hội tìm kiếm được công việc với mức thu nhập tốt với sự giới hạn của
trình độ giáo dục và bằng cấp. Xét ở tầm vĩ mô, giáo dục mang lại lợi ích cho xã hội
nhưng trước hết cần xem xét ở tầm mức vi mô, giáo dục đào tạo mang lại lợi ích
như thế nào cho người đi học, liệu rằng với trình độ giáo dục tốt hơn, người đi học
có cơ hội tìm kiếm mức thu nhập tốt hơn không? Khi chính bản thân người lao động
nhận thức nhận thức được lợi ích trực tiếp của việc đi học mang lại một mức thu
nhập tốt hơn, họ mới quyết định đầu tư nhiều hơn cho giáo dục với kì vọng tương
lai tốt đẹp hơn. Giáo dục đào tạo mang lại sự thay đổi như thế nào đối với thu nhập
của người lao động? Đó là một câu hỏi chưa bao giờ cũ và luôn luôn nóng bỏng tính
thời sự.
Cùng với khoa học kĩ thuật, giáo dục đào tạo là đòn bẩy tích cực cho sự phát
triển kinh tế và nâng cao chất lượng của người dân cho nên từ trước đến nay đã có
rất nhiều nghiên cứu về tác động của giáo dục đối với thu nhập của người đi làm.
Những nghiên cứu này đánh giá lợi suất của giáo dục đối với thu nhập hoặc của
người lao động cả nước, hoặc tiến hành cho 1 khu vực, 1 tỉnh thành nhất định đã
cung cấp những thông tin giá trị cho các nhà hoạch định chính sách phát triển kinh
tế và giáo dục cho quốc gia hoặc trong phạm vi của 1 địa phương. Điều đó cũng đặt
ra yêu cầu cần có 1 nghiên cứu vừa đánh giá tác động của giáo dục không chì xét
trên tổng thể người lao động của cả nước mà còn đồng thời xét cho từng khu vực
kinh tế, cho các đặc điểm phân loại của người lao động như thành phần kinh tế, khu
vực sinh sống, cơ cấu ngành nghề của nền kinh tế.
3
Mỗi một vùng kinh tế, thành phần kinh tế, khu vực sinh sống và mỗi ngành
của nền kinh tế có 1 quá trình hình thành, lịch sử phát triển và xu thế vận động khác nhau. Nghiên cứu đánh giá tác động của giáo dục với thu nhập của các phân nhóm3
người lao động này cho phép có cái nhìn đa chiều và toàn diện về lợi ích của giáo
dục đối với thu nhập của người lao động. Đó là lí do mà người nghiên cứu chọn
thực hiện đề tài “Đánh giá tác động của giáo dục đến thu nhập của người lao động
Việt Nam năm 2010”
1.2 Mục tiêu nghiên cứu
Đề tài được thực hiện với các mục tiêu nghiên cứu cụ thể sau đây:
- Tác động của giáo dục-đào tạo đối với thu nhập của người lao động làm công làm
thuê, ước lượng sự thay đổi về thu nhập khi số năm đi học của người lao động thay
đổi.
- Đánh giá sự thay đổi trong tác động của giáo dục-đào tạo đến thu nhập của người
lao động khi có sự khác biệt về các yếu tố cá nhân trong như nơi ở và làm việc,
ngành nghề lao động, bằng cấp giáo dục đào tạo, thành phần kinh tế.
1.3 Câu hỏi nghiên cứu
-Suất sinh lợi của giáo dục của Việt Nam năm 2010 là bao nhiêu phần trăm? Khi
tăng thêm 1 năm đi học thì thu nhập của người lao động tăng bao nhiêu phần trăm?
-Có sự khác biệt như thế nào về suất sinh lợi của giáo dục khi có khác biệt về các
yếu tố cá nhân : nơi ở và làm việc, yếu tố ngành nghề lao động, loại hình kinh tế,
năm kinh nghiệm của công việc hiện tại, các vùng địa lý, các bằng cấp của hệ thống
giao dục.
1.4 Đối tƣợng nghiên cứu
Các cá nhân lao động làm công ăn lương, làm thuê trong năm 2010.
3 Sub-data group
4
1.5 Phƣơng pháp nghiên cứu
Để trả lời các câu hỏi nghiên cứu, đề tài áp dụng nhiều cách thức phân tích và
phương pháp sau đây:
Phương pháp thống kê mô tả, diễn dịch so sánh: để khảo sát mức sống, tình trạng đi
học, việc làm của người lao động.
Phương pháp phân tích One Way ANOVA đánh giá sự khác biệt của thu nhập trung
bình của các vùng kinh tế.
Phương pháp hàm thu nhập Mincer: sử dụng hồi quy tuyến tính bội OLS và hồi quy
2 bước (2SLS) để ước lượng suất sinh lợi giáo dục.
1.6 Dữ liệu nghiên cứu
Đề tài sử dụng nguồn dữ liệu thứ cấp được rút trích từ từ bộ số liệu Khảo sát mức
sống hộ gia đình Việt Nam VHLSS 2010 của Tổng cục Thống kê.
1.7 Cấu trúc đề tài
Nhằm đạt được tính chặt chẽ trong việc trình bày, kết nối các nội dung giúp cho
người đọc có thể tham khảo các vấn đề và kết quả của quá trình nghiên cứu, tiếp
theo phần mở đầu, nội dung của đề tài được trình bày trong 6 chương như sau:
Chƣơng 1: Phần mở đầu: Giới thiệu các nội dung tổng quát của đề tài, đặt vấn
đề nghiên cứu, mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu cũng như giới thiệu sơ lược về
phương pháp, và phạm vi nghiên cứu của đề tài.
Chƣơng 2: Tổng quan lý thuyết và thực tiễn. Chương 1 sẽ giới thiệu tổng
quan về lý thuyết vốn con người, mô hình học vấn, mô hình tín hiệu thị trường lao
động và hàm thu nhập Mincer cho phép ước lượng được hiệu quả của giáo dục và
kinh nghiệm bằng phương pháp hồi qui kinh tế lượng cho Việt Nam và quốc tế.
5
Chƣơng 3: Phƣơng pháp thực hiện nghiên cứu: Chương này trình bày
phương pháp chọn mẫu và cách thức tính toán các biến giải thích và xây dựng các
mô hình hồi quy và các bước thực hiện nghiên cứu.
Chƣơng 4: Thực trạng thu nhập và giáo dục ở Việt Nam năm 2010.
Chương này sử dụng phương pháp thống kê mô tả, so sánh diễn dịch để khảo sát
mức sống, tình trạng đi học, việc làm, mức tăng tiền lương khi trình độ học vấn tăng
thêm của người lao động cả nước năm 2010.
Chƣơng 5: Ƣớc lƣợng suất sinh lợi của giáo dục Việt Nam . Hồi qui hàm
thu nhập Mincer để ước lượng suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam năm 2010.
Chương này sẽ trình bày kết quả nghiên cứu ước lượng các hệ số, khi hồi qui với
hàm thu nhập Mincer bao gồm cả việc xét đến các tính chất quan sát.
Chƣơng 6: Kết luận : Từ các phân tích ở chương 4 và kết quả đo lường được
ở chương 5, tác giả đưa ra kết luận và đề xuất nghiên cứu tiếp theo.
6
CHƢƠNG II: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ THỰC TIỄN
Chương 2 giới thiệu tổng quan về những nền tảng lý thuyết được sử dụng
làm cơ sở lập luận cho đề tài. Con người là chủ thể chính của lao động sản xuất nên
các yếu tố trình độ và kĩ năng của người lao động với hoạt động sản xuất là lĩnh vực
nghiên cứu có nhiều thành tựu của kinh tế học. Do đó những lý luận cơ bản về đầu
tư cho giáo dục đào tạo cho người lao động – Vốn nhân lực - của Adam Smith,
Becker sẽ được đề cập trước nhất. Tuy nhiên, quyết định đầu tư cho giáo dục đào
tạo là 1 chọn lựa mà người lao động khi quyết định phải cân nhắc giữa lợi ích và chi
phí. Mô hình đi học của Borjas đi vào phân tích khía cạnh này để lý giải khi nào
người lao động quyết định đi học thay vì đi làm, vì sao người học vấn tốt có thu
nhập cao hơn đồng thời phân tích sự khác biệt về thu nhập có xét đến yếu tố năng
lực bẩm sinh của cá nhân.
Cũng phân tích quyết định đi học đại học của người lao động như Borjas,
Pindyck và Rubinfield xây dựng 1 mô hình lý thuyết khác với tiếp cận theo hướng
thông tin bất cân xứng. Qua đó các tác giả khẳng định bằng cấp đại học không chỉ
mang lại những kiến thức và kĩ năng nhất định cho người lao động mà còn là một
chỉ báo, một tín hiệu quan trọng để người tuyển dụng nhận biết người có năng lực
tốt và có mức đãi ngộ xứng đáng.
Những mô hình lý thuyết cung cấp những kiến giải về tác động của giáo dục
đến thu nhập người lao động cũng như giải thích quyết định đi học của người lao
động . Tuy nhiên để tiến hành các nghiên cứu thực nghiệm cần có 1 mô hình khả thi
để có thể tiến hành đo lường và ước lượng tác động của giáo dục với thu nhập.
Phần tiếp theo của chương trình bày mô hình Mincer, cơ sở để tiến hành những
nghiên cứu định lượng về hiệu quả sinh lợi của giáo dục với chỉ tiêu đo lường là thu
nhập của người lao động đồng thời những kết quả nghiên cứu đã có về ảnh hưởng
của giáo dục đối với thu nhập của Việt Nam và thế giới.
7
2 Cơ sở lý luận
2.1 Vốn nhân lực
Lý thuyết về vốn nhân lực nghiên cứu những sự đầu tư vào con người để gia
tăng năng suất lao động của người lao động và là nền tảng để phát triển nhiều lý
thuyết kinh tế. Những ý tưởng ban đầu về vốn nhân lực đã được Adam Smith
(1776) đề cập khi tranh luận vềkhả năng và vai trò của những cư dân hoặc thành
viên của một tổ chức khi cho rằng việc thu nhận những tài năng, bằng cách duy trì
kết quả đạt được trong suốt quá trình giáo dục, học tập hoặc thực tập, luôn tốn kém
một khoản chi phí thực, khoản chi phí này là vốn cố định và bằng tiền mặt như
nguồn vốn có sẵn trong bản thân người lao động. Những tài năng đó sẽ một phần
tạo nên sự giàu có của người lao độngcũng như cho tổ chức mà người lao động
đang là thành viên. Sự khéo léo của một người lao động khi được cải thiện có thể
được xem xét như một cổ máy hoặc một công cụ thương mại tạo điều kiện thuận lợi
và giảm bớt sức lao động, và tài năng đó, mặc dù tốn kém một khoản chi phí nhất
định nhưng bù lại cho khoản chi phí đó là một khoản lợi nhuận. Vốn nhân lực được
xem như là 1 yếu tố của sản xuất, tương tự như lao động và vốn vật chất.
Từ thời điểm đó, vốn nhân lực tiếp tục được nghiên cứu và tranh luận, đạt
được nhiều thành tựu lớn trong thập niên 50, 60 của thế kỉ 20 với các công trình của
Gary Becker và Theodore Schultz. Vốn nhân lực là tổng thể kiến thức, kỹ năng và
tŕnh độ chuyên môn mà người lao động tích lũy được mà nhờ đó gia tăng năng suất,
hiệu quả công việc. Khác với vốn vật chất, vốn con người là vốn vô hình gắn với
người sở hữu nó, và chỉ được sử dụng khi người chủ của nó tham gia vào quá trình
sản xuất. Loại vốn này không thể mang cho vay hay thế chấp như vốn hữu hình. Nó
có khả năng tăng lên và tự sinh ra khi sử dụng (liên quan đến kinh nghiệm). Ngoài
ra, vốn con người còn có khả năng di chuyển và chia sẻ do vậy không tuân theo qui
luật “năng suất biên giảm dần” như vốn vật chất.
Vốn con người cấu thành từ ba nhân tố chính (1) năng lực ban đầu, nhân tố
này gắn liền với yếu tố năng khiếu và bẩm sinh ở mỗi người, (2) những kĩ năng và
8
kiến thức được hình thành và tích luỹ thông qua quá trình đào tạo từ trường lớp , (3)
các, khả năng chuyên môn, những kinh nghiệm tích luỹ từ quá trình sống và làm
việc. Năng lực ban đầu nhận được từ cha mẹ và các điều kiện của gia đình và xã hội
khi chăm lo cho bà mẹ mang thai và sinh nở. Cũng giống như vốn hữu hình, để có
được nguồn vốn này thì con người phải đầu tư tích luỹ. Lý thuyết vốn con người
nhấn mạnh mỗi cá nhân là một nhà đầu tư. Mỗi cá nhân sẽ đầu tư vào giáo dục để
kiếm được lợi ích cao hơn vào những năm sau khi đi học. Sự đầu tư này bao gồm
chi phí học tập và chi phí cơ hội do việc mất thu nhập trong ngắn hạn do dành thời
gian cho việc học. Người lao động chấp nhận và quyết định đầu tư vì kì vọng sẽ
kiếm được thu nhập cao hơn trong tương lai sau khi tích luỹ được kiến thức và kinh
nghiệm. Vốn nhân lực có thể được đầu tư bằng nhiều hình thức như giáo dục ở
trường lớp, huấn luyện trong quá trình làm việc, huấn luyện bên ngoài công việc.
Khi đi học để có năng lực thì người ta phải bỏ ra chi phí học hành và cuối cùng
những trải nghiệm trong cuộc sống và làm việc (Becker, 1975).
Hanushek và Wobmann (2007) cho rằng chất lượng giáo dục ảnh hưởng
trực tiếp đến thu nhập của mỗi cá nhân. Sự khác biệt này có thể được đánh giá
thông qua sự khác biệt về thu nhập của người lao động có những cấp độ giáo dục
khác nhau. Nếu cá nhân được hưởng điều kiện giáo dục tốt hơn thì có nhiều cơ hội
để đạt được mức thu nhập tốt hơn. Mối quan hệ của giáo dục, vốn con người và sự
tăng trưởng kinh tế được Hietala (2005) khái quát thành hình 2.1.
9
Hình: 2.1: Quan hệ giữa giáo dục-đào tạo và phát triển kinh tế Nguồn: Hietala (2005)
Khi được giáo dục và huấn luyện hướng nghiệp tốt, vốn con người (kiến
thức, kĩ năng, năng lực) gia tăng. Nhờ đó năng suất và hiệu quả làm việc của người
lao động được cải thiện và nâng cao. Người lao động được trả lương cao hơn và có
nhiều cơ hội tuyển dụng hơn. Nền kinh tế tạo ra thêm nhiều sản phẩm và vận hành
hiệu quả hơn nên góp phần vào sự tăng trưởng và giải quyết vấn đề việc làm.
2.2 Giáo dục và thu nhập – Mô hình đi học
Giáo dục không chỉ mang lại lợi ích cho cá nhân người đi học và cho cả xã hội
thể hiện thông qua người lao động đạt được thu nhập cao hơn khi trình độ học vấn
10
cao hơn và nền kinh tế tăng trưởng hơn. Mức thu nhập người lao động nhận được
tuỳ thuộc vào công việc, các kỹ năng và khả năng của người lao động. Ở đây ta xem
xét đến khác biệt do trình độ giáo dục của người lao động. Borjas (2005) giải thích
vấn đề này bằng mô hình học vấn.
Giả định của mô hình
(i). Người lao động đạt đến trình độ chuyên môn tối đa hóa giá trị hiện tại của
thu nhập, vì vậy giáo dục đào tạo chỉ có giá trị khi làm tăng thu nhập.
(ii). Năng suất của người lao động không đổi sau khi thôi học nên thu nhập thực
(đã loại trừ lạm phát) là không thay đổi trong quãng đời làm việc.
(iii). Người lao động không nhận được lợi ích nào khác trong quá trình đi học
nhưng phải chịu những chi phí khi đi học, vì vậy những doanh nghiệp cần lao động
có trình độ học vấn cao sẽ chịu chi trả mức lương cao, được xem là lương đền bù
chi phí đào tạo mà người lao động đã bỏ ra khi đi học.
(iv). Người lao động có suất chiết khấu r không đổi, không phụ thuộc vào trình
độ học vấn.
Ta xem xét trường hợp một người tốt nghiệp trung học tham gia vào thị
trường lao động vào năm 18 tuổi có thu nhập hàng năm là w0 kể từ lúc anh ta thôi
học, đi làm công ăn lương cho tới khi nghỉ hưu, giả sử là 60 tuổi. Nếu quyết định đi
học đại học thay vì đi làm ngay, người đó phải bỏ đi w0 thu nhập hàng năm này và
phải tốn thêm các khoản chi phí C cho mỗi năm đi học (gồm cả chi phí trực tiếp là
tiền bạc và chi phí gián tiếp là thời gian). Sau 4 năm đi học bậc đại học, anh ta kiếm
được mức thu nhập hàng năm là w1 > w0 (người lao động là người duy lý nên chỉ
thu nhập sau khi đi học cao hơn thu nhập khi không đi học thì họ mới quyết định đi
học) cho đến khi nghỉ hưu.
Giá trị hiện tại của dòng thu nhập mỗi trường hợp là:
Khi không đi học đại học:
11
+
+ … +
= ∑
PV0 = w0 + (2.1)
Khi đi học đại học:
-
-
+
+
+ … +
PV1 = -C -
= ∑ - ∑ (2.2)
Người lao động sẽ theo học đại học nếu PV1>PV0.Borjas (2005) sử dụng đồ
thị diễn đạt quan hệ giữa tiền lương các doanh nghiệp sẵn sàng trả tương ứng mỗi
trình độ học vấn (số năm đi học). Mối quan hệ này có những đặc điểm sau:
Hình 2.2: Quan hệ thu nhập và số năm đi học Nguồn: Borjas (2005)
- Đường tiền lương theo học vấn dốc lên do khoản đền bù cho học vấn. Độ
dốc của đường tiền lương theo học vấn cho thấy thu nhập tăng lên khi người lao
động có thêm một năm học vấn.
12
- Đường tiền lương theo học vấn là đường cong lồi cho thấy mức gia tăng biên
của tiền lương giảm dần khi tăng thêm số năm đi học.
Độ dốc của đường tiền lương theo học vấn (hay Δw/Δs) cho ta biết mức tăng của
thu nhập khi tăng thêm một năm đi học, như vậy phần trăm thay đổi của thu nhập khi tăng thêm một năm đi học - MRR4 (mức lợi tức biên của việc đi họccho biết
phần trăm thu nhập tăng thêm đối với mỗi năm đầu tư cho việc đi học) là:
MRR = = (2.3)
Quyết định ngừng đi học để đi làm
Người lao động sẽ phải quyết định chọn trình độ học vấn tối ưu để đạt được
mức thu nhập cao nhất. Với giả định (iv), r là 1 hằng số không phụ thuộc vào S,
lược đồ dưới đây cho biết mối quan hệ của r và MRR.
Hình 2.3: Quyết định ngừng đi học để đi làm của ngƣời lao động Nguồn: Borjas (2005)
4 MRR: Marginal Rate of Returns to Schooling
13
1 người đi làm để đạt được thu nhập tối ưu thì sẽ đi học cho đến khi mà mức lợi tức
biên của việc đi học bằng với suất chiết khấu r. Khi lợi tức biên của việc đi học còn
lớn hơn suất chiết khấu r thì người lao động tiếp tục đi học thay vì đi làm sẽ mang
lại nhiều lợi ích hơn. Ngược lại, khi lợi tức biên giáo dục thấp hơn suất chiết khấu r
thì đi làm sẽ mang lại hiệu quả kinh tế cho người lao động hơn là đi học.
MRR = r (2.4)
Công thức (2.4) được gọi là “quy tắc dừng”5.
Sự khác biệt trong thu nhập do số năm đi học và năng lực cá nhân
Xét trường hợp 2 người lao động a và b có cùng 1 suất chiết khấu r nhưng có
sự khác biệt về năng lực. Giả sử là năng lực của a thua b. Borjas (2005) cho rằng
khi đó thì MRRa< MRRb và đường suất sinh lợi giáo dục của b nằm về phía bên
phải của đường suất sinh lợi giáo dục của a và đường tiền lương theo năm đi học
của b cũng nằm trên đường tiền lương theo thu nhập của a. Do MRRb>MRRa cho
nên 1 năm đi học thêm của b sẽ mang lại cho b nhiều thu nhập hơn a và do đó b sẽ
quyết định đi học lâu hơn a (Sb> Sa).
Nếu a chỉ đi học đến năm Sa, tiền lương của a là điểm Pa trên đồ thị (ứng với
mức lương Wdrop), do b học đến năm Sb mới đi làm nên mức lương của b là Wb,ứng
với điểm Pb trên đồ thị. Đoạn thẳng Z trên đồ thi đo lương sự khác biệt trong thu
nhập giữa a và b. Đồ thị cho thấy, sự khác biệt trong thu nhập của a và b do sự khác
biệt của 2 yếu tố: (i)Số năm đi học của a thấp hơn của b. (ii) b có năng lực tốt hơn a.
Ngay cả khi a quyết định đi học đến năm thứ Sb để đạt được mức lương Wa> Wb thì
Wa vẫn còn thấp Wb do năng lực của b tốt hơn a nên người tuyển dụng chấp nhận
trả lương cao hơn cho b mặc dù cả 2 người lao động có cùng số năm đi học.
5 Stoping Rule
14
Hình 2.4: Năm đi học và thu nhập của ngƣời lao động khi có sự khác biệt về năng lực Nguồn: Borjas (2005)
15
2.3 Trình độ giáo dục - tín hiệu của thị trƣờng lao động
Trong trường hợp lý tưởng, thu nhập của người lao động được quyết định
bởi năng suất của họ. Tuy nhiên thị trường lao động trong thực tế là thị trường bất
cân xứng về thông tin và người tuyển dụng lao động rất khó có thể đánh giá chính
xác về năng lực của người lao động vào thời điểm kí hợp đồng lao động để đề xuất
mức lương phù hợp. Thử việc và quan sát theo dõi quá trình thử việc của người lao
động là 1 giải pháp hữu ích tuy nhiên giải pháp này cũng là 1 giải pháp tốn kém về
cả chi phí lẫn thời gian. Do đó, người tuyển dụng rất cần thông tin cho phép họ
đánh giá năng suất tiềm năng của người lao động trước khi ra quyết định tuyển
dụng. Thông tin này được gọi là tín hiệu trong thị trường lao động.
Giả sử thị trường lao động chỉ gồm 2 nhóm người lao động là (I) nhóm năng
suất thấp và (II) nhóm năng suất cao. Tín hiệu gọi là đủ mạnh nếu như nó cho thấy
sự phân hoá rõ giữa 2 nhóm người lao động khi mà nhóm năng suất cao có thể dễ
dàng phát ra tín hiệu và nhóm có năng suất thấp rất khó khăn nhất định mới có thể
phát ra tín hiệu. Đối với thị trường lao động là 1 thị trường có thông tin về năng
suất người lao động là bất cân xứng, Spence (1973) cho rằng trình độ giáo dục là 1
tín hiệu mạnh bởi vì những người có năng lực tốt thường sẽ dễ dàng đạt được bằng
cấp cao hơn là những người có năng lực thấp. Pindyck và Rubinfield (2008) phát
triển từ mô hình của Spence (1973) để lý giải trường hợp người lao động có năng
lực thấp quyết định không học tiếp đại học để đi làm ngay trong khi người có năng
lực cao tiếp tục học tiếp đại học rồi mới bắt đầu đi học. Qua đó các tác giả giải thích
lí do tại sao người tuyển dụng lao động có khuynh hướng trả lương tốt hơn cho
người lao động có trình độ học vấn cao. Đây là mô hình “Giáo dục - Tín hiệu của
thị trường lao động”
Giả định của mô hình
- Thị trường lao động bao gồm 2 nhóm người lao động I và II với số lượng
bằng nhau, trong đó nhóm II có năng suất cao hơn nhóm I.
16
- Tất cả các đặc điểm của giáo dục (bằng cấp, điểm trung bình, …. ) được
đánh giá thông qua số năm đi học y.
- Hàm số chi phí của việc học đại học là hàm số tuyến tính theo năm học dạng
Ci(y) = Costi*y (với Costi là 1 hệ số dương) và y số năm đi học đại học.
- Giá trị chủ yếu của giáo dục là 1 tín hiệu để nhận biết năng lực của người lao
động ( giả định này nhằm mục đích giữ cho mô hình đơn giản đồng thời
nhấn mạnh đến vai trò là một tín hiệu mạnh của trình độ học vấn trong thị
trường lao động).
Nếu như người tuyển dụng lao động biết chính xác người lao động thuộc
nhóm nào thì sẽ trả lương đúng với năng lực của từng nhóm lần lượt là WI và WII
với WI < WII tính theo năm làm việc.Nếu như người tuyển dụng không biết được
người lao động thuộc nhóm năng lực nào thì người tuyển dụng sẽ trả lương bằng giá
trị trung bình W = (WI + WII)/2. Thu nhập của 2 nhóm sau 1 khoảng t năm là WI*t và
WII*t.
Chi phí cho việc học đại học bao gồm chi phí học hành, sách vở và tất cả các
chi phí cơ hội khác. Chi phí cho việc học đại học mỗi năm học đại học của nhóm I
cao hơn nhóm II. Do đó có thể xem là CostI> CostII. Có 2 nguyên nhân giải thích
cho hiện tượng này (i) Những người có năng thực thấp thì phải bỏ nhiều công sức
để học tập hơn. (ii) tiến độ học của người năng lực thấp thường chậm hơn.
Để quyết định việc có đi học đại học hay gia nhập ngay thị trường lao động
ngay sau khi kết thúc bậc học phổ thông, người lao động đánh giá dựa trên việc so
sánh lợi ích và chi phí của việc học đại học như sau : chọn phương án hoàn tất học
đại học để đạt đến trình độ là y* nếu như sự gia tăng trong thu nhập đạt được phải
lớn hơn hoặc bằng chi phí bỏ ra cho việc học. Diễn đạt 1 trường hợp cụ thể với, số
năm học hoàn tất đại học là y* = 4, mức lương WI = 10000 USD và WII = 20000
USD nên sự gia tăng thu nhập trong khoảng thời gian t = 10 năm đi làm là 100000
USD do người lao động học hết đại học mới đi làm. Hàm số chi phí học đại học cho
2 nhóm I và II lần lượt là:
17
CI(y) = 40000 * (y*) (USD)
CII(y) = 20000 * (y*) (USD)
Đường B(y) là đường cho biết sự gia tăng trong thu nhập của người lao
động. Nếu như người lao động quyết định không đi học đại học mà gia nhập thị
trường lao động ngay thì B(y) = 0. Ngược lại nếu người lao động chọn đi học đại
học xong mới đi làm thì đường B(y) ở thời điểm y* = 4 sẽ ở mức (WII-WI)*t =
100000 (USD).
Nhóm I quyết định không đi học đại học khi mà 100000 < 40000 * (y*) hay y* >
2.5
Nhóm I quyết định đi học đại học khi 100000 > 20000 * (y*) hay y* < 5
Do số năm học đại học là y* = 4, nhóm I quyết định không đi học đại học
bởi vì sau 10 năm đi làm, sự gia tăng của thu nhập vẫn chưa bù đắp đủ khoản chi
phí bỏ ra để đi học đại học. Trong khi nhóm II quyết định sẽ học đại học rồi mới đi
làm bởi vì khoản gia tăng trong thu nhập sau 10 năm đã lớn hơn khoản đầu tư cho
việc học đại học.
Nguyên tắc quyết định của người tuyển dụng là nếu như 1 ứng viên có số
năm học sau phổ thông lớn hơn mức y* (hàm ý có học vấn đại học trở lên) thì ứng
viên là người thuộc nhóm II, còn nếu có số năm đi học sau phổ thông thấp hơn
y*thì ứngviên là người thuộc nhóm I.
18
Hình 2.5: Trình độ giáo dục – Tín hiệu trong thị trƣờng lao động Nguồn : Pindyck và Rubinfield (2008)
Bây giờ, khi người tuyển dụng phỏng vấn 1 người có bằng đại học, họ có thể
giả định tương đối chính xác rằng đây chính là 1 người có năng lực tốt, xứng đáng
với mức lương 20000 USD/năm, xác định 1 cân bằng trong thị trường lao động.
Những người có năng lực cao sẽ đi học đại học và thông qua bằng đại học, gởi tín
19
hiệu đến người tuyển dụng về năng lực tốt của họ. Người tuyển dụng nhận được tín
hiệu này và đề nghị 1 mức lương hợp lý cho người lao động.
Đây là 1 ví dụ đã được đơn giản hoá rất nhiều nhưng thông qua đó, Pindyck
và Rubinfield (2008) khẳng định một kết luận có ý nghĩa: giáo dục là tín hiệu quan
trọng cho phép người tuyển dụng phân loại người lao động theo đúng năng lực của
họ. 1 số người lao động có năng lực tốt sẽ quyết định đi học và hoàn chỉnh chương
trình đại học ngay cả khi kết quả giáo dục đại học không góp phần nâng cao năng
suất lao động của họ. Những người này muốn gởi 1 tín hiệu đến người tuyển dụng
thông qua bằng đại học của họ rằng họ là những người có năng lực tốt và xứng đáng
với mức lương cao. Vai trò của giáo dục đối với thi trường lao động không chỉ giúp
nâng cao năng suất của người lao động mà còn là tín hiệu mạnh để người tuyển
dụng xác định được năng lực của người lao động để có được mức đãi ngộ phù hợp.
2.4 Hàm thu nhập Mincer 2.4.1 Hiệu quả của đầu tƣ trong mô hình đi học
Với độ tuổi nghỉ hưu có thể xem là cố định, Mincer (1974) cho rằng nếu
người lao động dành thời gian dành cho cho việc đi học thì sẽ làm chậm lại thời
điểm đi làm tạo ra thu nhập cũng như giảm thời gian làm việc.Do đó việc đi học có
chi phí cơ hội bao gồm khoản thu nhập bị mất đi do đi làm trễ hơn và thời gian tiêu
tốn cho việc học được gọi là tổng chi phí đầu tư. Người lao động sẽ không đầu tư
cho việc học trừ khi việc đi học có khả năng đem lại khoản thu nhập lớn hơn trong
tương lai được biểu thị thông qua tỉ suất thu hồi nội bộ (Internal Rate of Return –
IRR), một mức chiết khấu thích hợp. Mincer tiến hành các bước phân tích sau để
lượng hoá tác động của giáo dục và kinh nghiệm tích luỹ đối với thu nhập của
người lao động như sau:
Các giả định của mô hình
- Không có khoản đầu tư nào thêm sau khi kết thúc việc học.
- Thu nhập không thay đổi trong quá trình làm việc.
20
- Thay đổi trong thu nhập được quyết định bởi bởi đầu tư ròng trong tổng vốn
của cá nhân.
- Khấu hao bằng không trong thời gian làm việc.
- Mỗi năm được đầu tư thêm vào việc học sẽ làm giảm đúng bằng một năm
làm việc.
Đặt:
n: tổng số năm đi học và số năm làm việc của người lao động có đi học = tổng số
năm đi làm của người không có đi học
S: số năm đi học của người lao động
Y0: thu nhập hàng năm của người không có đi học
YS: thu nhập hàng năm của người có S năm đi học
VS: giá trị hiện tại của thu nhập suốt đời của cá nhân kể từ lúc bắt đầu đi học
r: tỉ suất chiết khấu
d: chênh lệch về số năm đi học
e: cơ số của logarithm tự nhiên
t: số năm, t = 0, 1, 2, …, n
Để tiến hành so sánh, thực hiện quy đổi thu nhập suốt đời của người đi làm có S
năm đi học về giá trị hiện tại như sau:
- Khi tiến trình chiết khấu là rời rạc
VS = YS∑ (2.5) ( )
- Khi tiến trình chiết khấu là liên tục
21
VS = YS∫
= (2.6)
Lập luận tương tự (2.6), giá trị hiện tại của thu nhập suốt đời của người có (S-d)
năm đi học là:
VS-d = ( - ) (2.7)
Cho VS = VS-d , ta tìm được tỉ số kS,S-d là tỉ số giữa thu nhập hàng năm của người khi
có S năm đi học và khi có (S-d) năm đi học:
kS,S-d = = (2.8)
kS,S-d lớn hơn 1và giá trị của kS,S-dcho phép ta có những nhận xét như sau: i)
những người có số năm đi học nhiều hơn sẽđòi hỏi thu nhập cao hơn ii) sự khác
nhau trong thu nhập do tỷ suất thu hồi nội bộ cao hơn, phụ thuộc vào chênh lệch số
năm đi học d.kS,S-d có thể được xem là một hàm số theo biến số năm đi học S. Tuy
nhiên, sự thay đổi của kS,S-dkhi S và n thay đổi là không đáng kể khi n đủ lớn. Để
việc tính toán đơn giản hơn, có thể xem n là cố định, ta có :
VS = e-rS(1-e-rn) (2.9)
VS-d = e-r(S-d)(1-e-rn) (2.10)
Khi đó kS,S-d được xác định như sau:
kS,S-d = = erd (2.11)
Tỉ số thu nhập k thay đổi tùy thuộc vào chênh lệch số năm đào tạo (d), độc
lập với trình độ đào tạo (S) và thời gian làm việc (n)
Trong trường hợp (S – d ) = 0, ta định nghĩa kS, S-d = kS, 0 = YS/Y0 = kS.
Theo (2.11), ta có:
22
kS = YS/Y0 = erS(2.12)
Lấy logarithm theo cơ số tự nhiên, ta được:
lnYS = lnY0 + r.S (2.13)
Logarithm của thu nhập là hàm số tuyến tính tỷ lệ thuận với số năm đi học S, và hệ
số của S biểu thị mức độ gia tăng thu nhập là suất chiết khấu r cũng chính là tỷ suất
thu hồi nội bộ. Hệ số r chính là phần trăm thu nhập của người lao động tăng lên khi
tăng thêm một năm đi học và được gọi là suất sinh lợi giáo dục với thu nhập của
người lao động.
2.4.2 Đầu tƣ cho đào tạo trong thời gian làm việc
Khi tham gia thị trường lao động trong năm j, thực tế người lao động tiếp tục
bỏ ra nguồn lực Cj, đểđầu tưphát triển các kỹ năng phục vụ nghề nghiệpcủa bản
thân. Gọi Ej là thu nhập tiềm năng mà người lao động có thể kiếm được trong năm
thứ j nếu không phải đầu tư thêm cho bản thân. Thu nhập ròng Yj của người lao
động trong năm j chính bằng thu nhập tiềm năng trừ đi khoảng đầu tư người lao
động đã bỏ ra:
(2.14) Yj = Ej – Cj
Thu nhập trong năm đầu tiên của kinh nghiệm làm việc (j = 0) là:
(2.15) Y0 = YS – C0
YS = ES là điểm khởi đầu của thu nhập tiềm năng mà người lao động có được sau S
năm đi học ở nhà trường.
Nếu người lao độngkhông tiếp tục đầu tư thì thu nhập trong những năm tiếp theo sẽ
là:
(2.16) Y1 = YS + r0C0
23
Nếu trong năm tiếp theo được đầu tư là C1 thì thu nhập trong năm đó sẽ giảm đi 1
khoảng bằng với khoản đầu tư C1
(2.17) Y1 = YS + r0C0 – C1
Thu nhập ròng trong năm j là:
- Cj= Ej - Cj (2.18) Yj = YS + ∑
YS trong (2.13) của mô hình đi học là trường hợp riêng của biểu thức (2.18)
khi việc đầu tư có tính đến chi phí thời gian của việc đi học và tỷ suất thu hồi nội bộ
là bằng nhau trong tất cả các giai đoạn. Với Ct = Et, ta có được biểu thức tương tự
như biểu thức (2.13):
= Y0(1+r)S (2.19) ES = Y0 + r∑
Người lao động bắt đầu quá trình làm việc ngay sau khi kết thúc quá trình đi
học, biểu thức (2.18) cho thấy, các khoản đầu tư cho đào tạo trong quá trình làm
việc Cj là một biến số chỉ ra ước lượng tuổi của thu nhập cá nhân. Thu nhập tiềm
năng ban đầu YS sau S năm đi học có thể được xem là hằng số, mặc dù có thể là
khác nhau đối với mỗi cá nhân.
Bằng việc đánh giá quan sát việc đánh giá sự gia tăng thu nhập hàng năm từ
biểu thức (2.18), rút ra được sự thay đổi của thu nhập theo kinh nghiệm của 2 năm
liên tiếp là:
ΔYj = Yj+1 - Yj = rjCj – (Cj+1 - Cj) (2.20)
Theo (2.20), thu nhập tăng theo kinh nghiệm cho đến khi nào đầu tư ròng Cj
vẫn còn là số dương, và mức gia tăng mỗi năm hoặc là giảm dần [(Cj+1 – Cj) < 0]
hoặc gia tăng với tỉ lệ nhỏ hơn tỷ suất thu hồi nội bộ: với ΔYj> 0 thì: < rj
24
Nếu đầu tư tăng mạnh (với tỷ lệ cao hơn r) thì thu nhập ròng sẽ giảm tạm
thời. Tuy nhiên thu nhập tiềm năng thì luôn luôn tăng khi nào đầu tư còn dương, khi
đó:
(2.21) ΔEj = rjCj
Nếu cả rj và đầu tư Cj như nhau trong tất cả các năm (Cj = Cj+1và rj = r) thì
thu nhập ròng và thu nhập gộp sẽ tăng tuyến tính.
Với giả định này và từ (2.21) ta có sự thay đổi thứ hai:
(2.22) Δ2Ej = Δ j< 0
Ước lượng thu nhập ròng sẽ dốc hơn thu nhập gộp khi ΔYj = Δ j - Δ j và
Δ j< 0. Đỉnh của thu nhập ròng và thu nhập gộp đạt được khi những khoản đầu tư
ròng bằng không.
Hình 2.6 diễn tả hình dáng của thu nhập gộp Ej và thu nhập ròng Yj trong
suốt giai đoạn đầu tư trong quá trình làm việc. Trên đồ thị, j là số năm kinh nghiệm
làm việc, tại đó có mức thu nhập tiềm năng (hay thu nhập gộp) là Ej và thu nhập ròng Yj với chi phí đầu tư Cj; là ước lượng số năm kinh nghiệm cho phép thể hiện
giá trị YS khi ước lượng các giá trị quan sát thu nhập Yj. YS và YP là các mức thu
nhập đặc biệt: YS là mức thu nhập khi bắt đầu làm việc sau S năm đi học, còn YP là
mức thu nhập đỉnh tại thời đoạn cuối cùng của đầu tư trong quá trình làm việc với tỉ
suất thu hồi nội bộ rP.
25
Hình 2.6: Quan hệ thu nhập và năm kinh nghiệm của ngƣời lao động Nguồn: Mincer (1974)
2.4.3 Hàm ƣớc lƣợng logarith thu nhập
Tiếp tục thực hiện các biến đổi toán học dựa trên các phân tích ở 2.4.1 và
2.4.2, Mincer xây dựng được ước lượng cho logarith thu nhập người lao động:
lnYt = a0 + a1S + a2t + a3t2 + biến khác (2.23)
Các biến số trong hàm thu nhập Mincer và ý nghĩa các hệ số:
• Biến phụ thuộc Yt, thu nhập ròng trong năm t, được xem là mức thu nhập của
dữ liệu quan sát được.
• Biến độc lập S là số năm đi học của quan sát cá nhân có mức thu nhập Yt.
• Biến độc lập t, là số năm biểu thị kinh nghiệm tiềm năng, với giả định kinh
nghiệm là liên tục và bắt đầu ngay khi không còn đi học, được tính bằng tuổi hiện
tại quan sát được trừ đi tuổi lúc không còn đi học: t = A – S – b. Ở đây, A là tuổi
hiện tại và b là tuổi bắt đầu đi học.
26
• Hệ số a1 giá trị ước lượng suất sinh lợi của việc đi học, giải thích phần trăm
tăng thêm của thu nhập khi tăng thêm một năm đi học.
• Hệ số a2 phần trăm tăng thêm của thu nhập khi kinh nghiệm tiềm năng tăng
thêm một năm.
• Hệ số a3 là âm, biểu thị mức độ suy giảm của thu nhập biên theo thời gian
làm việc.
Các biến khác có thể bao gồm các yếu tố của cá nhân, giới tính, việc làm, địa
bàn làm việc, khu vực kinh tế, ngành nghề lao động,...
2.4.4 Ƣu điểm và giới hạn của hàm thu nhập Mincer
2.4.4.1 Ƣu điểm
- Hàm thu nhập Mincer được xây dựng từ các phương trình toán học cho nên đảm
bảo được tính logic chặt chẽ.
- Thu nhập được đo lường thông qua logarithm tự nhiên nên giảm được sự lệch
phải của dữ liệu khi tiến hành định lượng.
- Mô hình thu nhập Mincer có thể mở rộng, tích hợp các biến khác để nghiên cứu
và đánh giá tác động của chúng đối với thu nhập của người lao động.
- Các hệ số của hàm thu nhập Mincer khi tiến hành ước lượng có thứ nguyên là %,
do đó có thể tiến hành đánh giá và so sánh đối chiếu giữa các mốc thời gian khác
nhau, giữa các vùng kinh tế khác nhau trong cùng một quốc gia hoặc so sánh giữa
các quốc gia với nhau vì không chịu ảnh hưởng của yếu tố giá cả, lạm phát.
2.4.4.2 Giới hạn
- Thu nhập của người lao động chưa xem xét đến quan hệ cung cầu trên thị trường
lao động. Trong thực tế đây là 1 yếu tố rất quan trọng ảnh hưởng đến mức lương
cân bằng trên thị trường lao động.
- Hàm Mincer giải thích tác động của gáo dục đến thu nhập, bỏ qua những khác
biệt về năng lực cá nhân, năng khiếu, tính cách, đặc điểm tâm lý… là những yếu tố
27
có thể tác động đến thu nhập như đã trình bày trong mô hình đi học của Borjas phần
2.2.
2.5 Bằng chứng thực nghiệm.
Khi tiến hành nghiên cứu về suất sinh lợi giáo dục, các tác giả thường sử
dụng hàm thu nhập Mincer để ước lượng hệ số sinh lợi này. Các tác giả sử dụng
phương pháp hồi qui bình phương tối thiểu, trong đó logarithm tự nhiên của thu
nhập là biến phụ thuộc và số năm đi học cũng như số năm kinh nghiệm và bình
phương của nó làm các biến độc lập. Hệ số ước lượng cho số năm đi học sẽ cho ta
biết phần trăm gia tăng của tiền lương khi thời gian đi học tăng thêm một năm.
Thông qua giả định rằng các cá nhân không khác nhau về năng lực bẩm sinh, hệ số
ước lượng cho số năm đi học có thể được lý giải là suất sinh lợi của việc đi học. Hệ
số ước lượng cho số năm công tác sẽ xác định tác động ước tính của kinh nghiệm
tích lũy theo thời gian đối với tiền lương. Hệ số dương của biến số năm kinh
nghiệm và hệ số âm của biến số năm kinh nghiệm bình phương có nghĩa là gia tăng
kinh nghiệm giúp làm tăng tiền lương nhưng với tốc độ giảm dần. Dưới đây trình
bày một số kết quả nghiên cứu về tác động của các biến độc lập trong mô hình hàm
thu nhập của Mincer.
2.5.1 Số năm đi học và cấp độ giáo dục
Palme và Wright (1998) nghiên cứu suất sinh lợi giáo dục ở Thuỵ Điển cho
giai đoạn 1968-1991 bằng việc đánh giá sự thay đổi của mức lương với các mức
giáo dục khác nhau - được đo lường bằng số năm đi học và bằng cấp cao nhất đạt
được của người đi làm. Năm đi học của người lao động được sử dụng để đánh giá
khía cạnh "số lượng" của giáo dục trong khi bằng cấp cao nhất đánh giá khía cạnh
"chất lượng" của giáo dục. Năm đi học được xem như là đầu vào của quá trình đào
tạo, bằng cấp cao nhất đạt được xem như là kết quả của quá trình đào tạo. Nghiên
cứu này đánh giá sự khác biệt về thu nhập của người lao động trên cơ sở xem xét
các quan hệ sau:
28
i. Sự thay đổi về thu nhập khi người đi làm có thêm 1 năm đi học.
ii. Suất sinh lợi ứng với 1 cấp độ giáo dục nhất định
iii. Suất sinh lợi của 1 năm được đi học thêm xét trong 1 cấp độ giáo dục nhất
định.
Psacharopoulos (1994) sử dụng số liệu quốc tế để ước lượng hệ số của biến
số năm đi học thì giá trị ước lượng hệ số bình quân của toàn thế giới là 10,1% (điều
này được lý giải là nếu đi học thêm một năm sẽ giúp tiền lương của người đi học
tăng lên 10,1%), trong đó hệ số bình quân của các khu vực cụ thể có sự khác biệt
như các nước châu Mỹ Latin là cao nhất, chiếm 12,4%, các nước châu Á có hệ số
này là 9,6%, còn ở các nước phát triển là 6,8%...
Aromolaran (2002) ước lượng tỷ suất sinh lợi của các cấp độ giáo dục, xem
xét những khác biệt về giới tính và nhóm tuổi ở Nigieria giai đoạn 1996-1999. Kết
quả cho thấy tỉ suất sinh lợi giáo dục của các cấp độ giáo dục là số dương nhưng rất
khác nhau. Tỉ suất sinh lợi của giáo dục của cả nam và nữ ở tiểu học và trung học là
khá thấp (2-4%) trong khi tỉ suất sinh lợi giáo dục của cấp độ đào tạo sau phổ thông
rất cao (10-15%).
Campos và Jolliiffe (2002,2007) nghiên cứu trong trường hợp của Hungary
giai đoạn 1986-2004 nhận thấy suất sinh lợi giáo dục gia tăng trong giai đoạn này.
Giáo dục phổ thông và đào tạo hướng nghiệp có suất sinh lợi giáo dục thấp nhất
trong khi suất sinh lợi của đào tạo đại học có sự khác biệt nhiều nhất. Trong khi
nhiều nghiên cứu khác - như của Psacharopoulos và Patrinos (2002) - lại cho thấy
suất sinh lợi giáo dục của cấp học phổ thông là lớn nhất. Sự khác biệt này có thể do
sự khác biệt trong phương pháp tiếp cận khi nhiều học giả xem xét vấn đề đứng trên
quan điểm của Ngân Hàng Thế Giới cho rằng giáo dục phổ thông giữ vai trò quan
trọng trong giảm nghèo và bình đẳng.
Amin và Awung (2005) trong nghiên cứu về Cameroon chỉ ra rằng sự thay
đổi trong thu nhập của người lao động có mối quan hệ với cấp độ giáo dục, người
29
lao động có cấp độ giáo dục cao thì nhiều khả năng mức thu nhập họ nhận được tốt
hơn.
Yang (2005), nghiên cứu suất sinh lợi giáo dục ở những thành phố lớn của
Trung Quốc trong giai đoạn 1988-1995. Kết quả nghiên cứu cho thấy suất sinh lợi
giáo dục đã tăng từ năm 1988: trong vòng 7 năm đã tăng từ 3,3-3,9% lên mức 5,9-
7,3%.
Đối với thực tiễn của Việt Nam, nghiên cứu của Moock et. al.(1998) cho
thấy suất sinh lợi giáo dục còn thấp. Tỉ suất suất sinh lợi giáo dục giữa cấp học phổ
thông và đại học dao động trong khoảng 13-15% nhưng chỉ lần lượt là 4% và 5% ở
cấp trung học cơ sở và đào tạo hướng nghiệp - là giá trị thấp khi so sánh với kết quả
nghiên cứu cho các nước đang phát triển và trung bình của thế giới trong nghiên
cứu của Psacharopoulos (1994). Các tác giả cũng cho rằng nhìn chung suất sinh lợi
giáo dục sẽ thấp ở những nước có nền kinh tế tập trung và ở các nước có đang trong
giai đoạn chuyển đổi kinh tế.
Vũ Trọng Anh (2008) sử dụng dữ liệu VHLSS 2004 để ước lượng suất sinh
lợi giáo dục của Việt Nam và có kết quả là mỗi năm đi học thêm sẽ mang lại cho
người lao động một mức tăng thu nhập là 7,4%, khi so sánh với các ước lượng suất
sinh lợi giáo dục của Việt Nam các năm 1992-1993, 1997-1998 và 2002, tác giả cho
rằng suất sinh lợi giáo dục của Việt Nam có xu hướng tăng tuy nhiên vẫn thấp hơn
so với các nước Châu Á đang phát triển khác có suất sinh lợi giáo dục là 9,4%.
Trần Nam Quốc (2009) tiến hành nghiên cứu dữ liệu VHLSS của 2 năm
2006 và 2004 về suất sinh lợi của giáo dục ở khu vực đồng bằng sông Cửu Long.
Kết quả cho thấy giáo dục có tác động tích cực đến thu nhập của người lao động và
tác động này có xu hướng tăng lên theo thời gian. Năm 2004, mỗi năm đi học mang
lại cho người lao động thêm 3,46% thu nhập và tăng lên là 4,13% trong năm 2006.
Khi tiến hành phân tích sâu hơn khi xét đến hiệu quả năm đi học của từng cấp học,
tác giả nhận thấy lợi suất của giáo dục cao nhất là ở cấp học phổ thông trung học
30
với mức lợi suất là 11,49% cho năm 2004 và 11,89% năm 2006. Cấp học Đại học
cũng có suất sinh lợi cao với lần lượt là 7,39% và 9,51%. Ở các cấp học thấp hơnthì
suất sinh lợi của giáo dục ở dưới mức 3% và thậm chí không có ý nghĩa thống kê.
2.5.2 Yếu tố kinh nghiệm
Vernon (2002) áp dụng mô hình Mincer để nghiên cứu dữ liệu trong giai
đoạn 1992-2000 ở Nga cho thấy suất sinh lợi của kkinh nghiệm tăng dần theo thời
gian và đối với phụ nữ thì cao hơn nam giới. Tuy nhiên Campos và Joliffe (2007)
nghiên cứu với dữ liệu của Hungary trong giai đoạn chuyển đổi kinh tế 1986-2004
thu được kết quả là suất sinh lợi của kinh nghiệm sụt giảm đồng thời thu được kết
quả là không có đủ luận cứ có ý nghĩa về mặt thống kê để nhận xét suất sinh lợi
giáo dục thay đổi theo thời gian. Nghiên cứu của Yang (2005) chỉ ra rằng ở những
thành phố lớn của Trung Quốc trong giai đoạn 1988-1995, suất sinh lợi của kinh
nghiệm tăng từ 4,2% lên mức 7,6%.
Ở Việt Nam, nghiên cứu của Moock et. al (1998) cho thấy suất sinh lợi của
kinh nghiệm là 6,4%, trong đó đối với nam là 5,7% và nữ là 6.6%. Ngoài ra. Theo
Liu (2005), yếu tố kinh nghiệm chỉ có tác động có ý nghĩa trong khu vực kinh tế tư
nhân. Yếu tố kinh nghiệm và bình phươmg của kinh nghiệm thể hiện mối quan hệ
hình chữ U ngược của mức lương và kinh nghiệm làm việc: ban đầu tăng dần nhưng
đến 1 điểm cực đại thì bắt đầu suy giảm.
Ở vùng đồng bằng sông Cửu Long, vựa lúa lớn nhất của Việt Nam, nghiên
cứu của Trần Nam Quốc (2009) cho thấy suất sinh lợi của kinh nghiệm cũng có xu
hướng tăng lên theo thời gian với giá trị lần lượt là 3,98% và 4,32% cho năm 2004
và 2006. Tuy nhiên, cũng giống như những nghiên cứu khác, đến 1thời điểm nhất
định, thì suất sinh lợi của kinh nghiệm sẽ suy giảm, không mang lại thêm thu nhập
cho người lao động nữa.
2.5.3 Khu vực kinh tế
31
Tsaklogkou và Cholezas (2000) không tìm thấy sự khác biệt của suất sinh lợi
giáo dục ở khu vực kinh tế nhà nước và khu vực kinh tế tư nhân ở Hi Lạp. Tuy
nhiên, nghiên cứu của của Brunello et al. (2000) ở Ý cho thấy suất sinh lợi ở khu
vực kinh tế nhà nước cao hơn ở khu vực tư nhân. Campos và Jolliffe (2002) khi
nghiên cứu trường hợp của Hungary lại tìm thấy kết quả ngược lại khi mà suất sinh
lợi giáo dục của khu vực kinh tế tư nhân lại cao hơn.
Đối với trường hợp của Việt Nam, nghiên cứu Moock et. al (1998) có kết
quả là suất sinh lợi giáo dục ở khu vực kinh tế nhà nước cao hơn khu vực kinh tế tư
nhân với kết quả ước lượng được lần lượt là 6,2% và 3,9 %. Vũ Trọng Anh (2008)
nghiên cứu trường hợp Việt Nam với dữ liệu VHLSS 2004 cho thấy suất sinh lợi
giáo dục của kinh tế tập thể là thấp nhất với (2,32%), kinh tế nhà nước và kinh tế tư
nhân có suất sinh lợigần như tương đương nhau, lần lượt là 6,9% và 7,06%. Khu
vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài có suất sinh lợi giáo dục cao nhất với tỉ lệ là
9,29%.
Ở khu vực đồng bằng sông Cửu Long, Trần Nam Quốc (2009) nhận thấy ở
khu vực kinh tế công thì giáo dục mang lại nhiều lợi ích nhất cho thu nhập của
người lao động khi 1 năm đi học mang lại thêm cho người lao động thêm 11,97%
thu nhập trong khi ở khu vực kinh tế tư nhân, thu nhập của người lao động chỉ tăng
thêm là 2,32%.
2.5.4 Thành thị và nông thôn
Khi xem xét suất sinh lợi giáo dục ở Việt Nam hoặc phân tích các yếu tố ảnh
hưởng đến thu nhập của người lao động, các nghiên cứu thường phân tích sự khác
biệt của khu vực thành thị và nông thôn. Nghiên cứu của Nguyễn Xuân Thành
(2006) cho kết quả thu nhập của người lao động ở Hà Nội cao hơn 17,34% và ở
thành phố Hồ Chí Minh cao hơn 69% so với thu nhập của những người lao động ở
các khu vực khác. Nghiên cứu của Vũ Trọng Anh (2008) cho Việt Nam năm 2004
khẳng định có sự khác biệt trong suất sinh lợi giáo dục ở thành thị và nông thôn khi
32
thành thị có suất sinh lợi giáo dục là 7,89% và nông thôn có suất sinh lợi thấp hơn
hơn nhiều với 5,96%. Mức lương trung bình cao hơn, đồng thời suất sinh lợi của
giáo dục cũng cao hơn có thể giải thích sức hút lao động có trình độ cao của khu
vực thành thị khi người lao động rõ ràng có cơ hội tìm kiếm các cơ hội nghề nghiệp
với mức thu nhập tốt hơn.
Ở khu vực đồng bằng Sông Cửu Long giai đoạn 2004-2006, khi người lao
động ở khu vực thành thị thì giáo dục tác động đến thu nhập mạnh mẽ hơn đối với
ở khu vực nông thôn với các giá trị lần lượt là 4,49% và 2,81% cho năm 2004 và
7,97% và 2,49% ( Trần Nam Quốc, 2009)
2.5.5 Ngành nghề
Nghiên cứu của Vũ Trọng Anh (2008) cho Việt Nam năm 2004 cũng có sự
khác biệt trong suất sinh lợi giáo dục ở các khu vực kinh tế. Khu vực kinh tế nông
nghiệp có suất sinh lợi giáo dục là 4,10% trong khi khu vực phi nông nghiệp có suất
sinh lợi cao hơn nhiều với 7,76%. Đây là mức chênh lệch lớn và đáng lưu ý.
Hiện tượng này cũng được tìm trong nghiên cứu của Trần Nam Quốc (2009)
cho giai đoạn 2004-2006 ở khu vực đồng bằng Sông Cửu Long. Ngành kinh tế nông
nghiệp là ngành nghề mà giáo dục ít tác động đến thu nhập của người lao động
nhất. Trong khi đó, ngành dịch vụ là ngành mà giáo dục mang lại nhiều hiệu quả
nhất khi với mỗi năm đi học mang lại thêm cho người lao động lần lượt là 8,03%
thu nhập (năm 2004) và 9,24% thu nhập (năm 2006). Giáo dục cũng mang lại nhiều
hiệu quả ở ngành công nghiệp khi suất sinh lợi lần lượt là 6,44% và 6,43% cho các
năm 2004 và 2006.
33
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU
Sau khi xây dựng được khung phân tích các đặc điểm của người lao động có
khả năng tác động đến thu nhập của người lao động ở chương 1, chương này tác giả
tiến hành triển khai xây dựng mô hình nghiên cứu thông qua lựa chọn các biến đại
diện đưa vào mô hình nghiên cứu. Mục đích của chương này là để trình bày ba vấn
đề cụ thể sau: (i) Định nghĩa các khái niệm, phương pháp tính toán các biến được sử
dụng trong mô hình. (ii) Mô tả tiến trình xử lý và tinh lọc dữ liệu từ bộ dữ liệu
VHLSS 2010. (iii) Đưa ra quy trình phân tích thực hiện nghiên cứu của đề tài.
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng bộ số liệu kết quả điều tra mức sống hộ gia đình
năm 2010 do tổng cục thống kê tiến hành điều tra trong cả nước. Dựa trên các đặc
tính của đối tượng nghiên cứu, việc chọn mẫu cho nghiên cứu này được dựa trên
các tiêu chuẩn các đối tượng trong độ tuổi lao động theo Bộ luật Lao động Việt
Nam. Cụ thể, tại điểm 1 điều 3 Luật lao động Việt Nam quy định tuổi lao động được
tính từ đủ 15 tuổi. Tuy nhiên, để loại trừ yếu tố thu nhập từ nhóm người cao tuổi, đề
tài căn cứ vào điều 187 bộ luật lao động năm 2012 làm căn cứ xác định tuổi của
người lao động trong đề tài. Đối với lao động nam, độ tuổi lao động tính từ 15 đến
65 tuổi và ở nữ là 15 đến 60 tuổi, sau khi đã kéo dài tuổi nghĩ hưu của hai nhóm này
thêm 5 năm.
Đối tượng nghiên cứu của đề tài, do vậy, sẽ bao gồm các người lao động
trong độ tuổi từ 15 đến 65 tuổi đối với nam và từ 15 đến 60 tuổi đối với nữ, có công
việc chính làm công ăn lương, và có hưởng lương hàng tháng trong vòng 12 tháng
trước thời gian điều tra tính đến năm khảo sát năm 2010.
3.2. Mô hình nghiên cứu
3.2.1 Các khái niệm
Để định lượng suất sinh lợi giáo dục, đề tài sử dụng 2 khái niệm sau:
34
- Suất sinh lợi theo số năm đi học (Return to schooling – RTS): với một năm
đi học tăng thêm thì thu nhập tăng lên bao nhiêu phần trăm. Đây là khái niệm có
được trực tiếp từ mô hình ước lượng của Mincer (1974), cho phép đánh giá lợi ích
của trung bình 1 năm đi học mang lại cho thu nhập của người lao động.
- Tỷ suất lợi suất giáo dục (Rate of return to education – RORE): với một năm
đi học tăng thêm thì thu nhập bình quân tăng lên bao nhiêu phần trăm tại mỗi cấp
học khác nhau. Đây là khái niệm mà Becker (1981) đưa ra khi nghiên cứu về quyết
định cho con đi học đến cấp học nào của hộ gia đình.
3.2.2 Mô hình nghiên cứu
Từ mô hình ban đầu của Mincer
(3.1) lnYS = lnY0 + r.S + u
Mô hình Mincer mở rộng
lnYt = a0 + a1S + a2t + a3t2 + ui (3.2)
Với mô hình này, Mincer đã mở rộng bằng cách đưa thêm yếu tố “Đào tạo trong
quá trình làm việc” hay còn gọi là kinh nghiệm làm việc (t). Mincer nhận định rằng
các khoản thu nhập không tăng tuyến tính với kinh nghiệm mà nó sẽ đạt được mức
cao nhất tại 1 điểm nào đó giữa đường thu nhập, vì vậy mà đường thu nhập sẽ lõm
theo biến kinh nghiệm, a2>0 và a3<0.
Từ những mô hình căn bản, hàm thu nhập được ứng dụng để tính suất sinh lợi giáo
dục trong đề tài này về mặt khái niệm được trình bày như sau:
Y = F(Năm đi học hoặc bằng cấp cao nhất đạt được, kinh nghiêm, khu vực kinh tế,
loại hình kinh tế, dân tộc)
Vì vậy mà mô hình nghiên cứu được thực hiện trong đề tài được xác định như sau:
Mô hình 1:
35
LnY = β0 + β1 SCHOOL + β2 EXP + β3 EXP2 + β4 GEN + β5 STATE +
β6HHOLD + β7PRIVATE + β8INDUSTRY + β9SERVICE + β10ETHNIC
+β11URBAN (3.3)
Trong đó, hệ số của biến SCHOOL được xem như là lợi suất trung bình của
một năm học, do đó, lợi suất này được giả định là cố định cho các năm đi học ở các
cấp khác nhau. Tuy nhiên, trên thực tế, lợi suất giáo dục là khác nhau ở các cấp độ
giáo dục khác nhau. Vì vậy, mô hình 2 được đưa ra để giải quyết vấn đề này. Mô
hình 2 sẽ chuyển đổi những năm đi học của biến số năm đi học (schooling) thành
các biến giả hiển thị trình độ giáo dục cao nhất mà người lao động đạt được.
Mô hình 2:
LnY = α0 + α1 PRIMA + α2 SECON + α3 HISCH + α4 UNIV + α5 GRAD +
+ + + + α6EXP α7EXP2+ α8GEN α9STATE α10HHOLD
α11PRIVATE+α12INDUSTRY + α13SERVICE + α14ETHNIC + α15URBAN(3.4)
Trong đó, lnY là logarithm tự nhiên của mức thu nhập bình quân; các biến
PRIMA, SECON, HISCH, UNIV, GRAD là các biến giả, thể hiện các cấp độ giáo
dục từ cấp 1, 2, 3, cao đẳng – đại học và trên đại học.
Với các hệ số của các biến cấp độ giáo dục, RORE tại mỗi cấp độ sẽ được
tính:
βi – βi-1
(3.5) ri =
SEdu_Level i – SEdu_Level i-1
Trong đó, βi là các hệ số trong mô hình 2 theo cấp độ giáo dục; SEdu_Level i là số
năm học hoàn thành 5, 9, 12, 16 và trên 16 năm tương ứng với các cấp 1, 2, 3, đại
học và sau đại học. Do khi bắt đầu đi học tiểu học thì người lao động còn quá nhỏ
tuổi, khó có thể tham gia hoạt động lao động và trong thực tế nhiều địa phương đã
phổ cấp tiểu học, nghiên cứu không tiến hành tính toán tỉ suất suất sinh lợi giáo dục
của cấp học tiểu học.
36
Mục đích chính của nghiên cứu là so sánh và đối chiếu giữa nhóm đối tượng
người lao động đươc phân loại theo các tính chất khác nhau trong tổng thể , do đó
các mô hình hồi 1 và 2 ngoài việc được tiến hành trên dữ liệu của cả nước sẽ được
áp dụng cho từng vùng địa lý, các thành phần kinh tế và cơ cấu ngành nghề kinh tế.
Kết quả hồi quy cho nhiều nhóm đối tượng (sub-data group) không những cho phép
đánh giá được lợi suất của giáo dục ở từng nhóm đối tượng riêng lẻ mà còn cho
phép so sánh và đối chiếu giữa các nhóm với nhau và với tổng thể người lao động
cả nước. Do đó kết quả nghiên cứu sẽ cung cấp cái nhìn tính đa chiều, đầy đủ và
chính xác hơn về lợi suất của giáo dục đối với thu nhập của người lao động Việt
Nam trong năm 2010.
3.2.3 Mô tả các biến số
Thu nhập của người lao động trong một năm: là thu nhập của người lao
động tính gồm tiền lương, tiền công từ công việc chính và các công việc phụ trong
vòng 12 tháng qua. Thu nhập một người lao động được tính theo logarit tự nhiên
(cơ số e).
Số năm đi học: số năm đi học của người lao động được xác định bằng tổng
số năm đi học của người lao động.
Biến kinh nghiệm tiềm năng: Mincer (1974) giả định rằng mọi người đều
được đi học bắt đầu lúc 6 tuổi, khả năng học tập của mọi người là như nhau và thời
gian đi học là liên tục, chấm dứt khi bắt đầu làm việc. Kể từ khi thôi học ở trường
lớp cho đến tuổi nghỉ hưu, đó là số năm kinh nghiệm tiềm năng của họ cho việc
làm. Như vậy, biến số kinh nghiệm tiềm năng trong nghiên cứu được tính theo công
thức (2.1):
T = tuổi – số năm đi học – 6 (3.6)
Biến trình độ giáo dục của phụ huynh là một biến nguyên dương cho biết
số năm đi học của cha hoặc mẹ người lao động.
37
Biến dân tộc của gia đình là một biến giả, có giá trị là 1 nếu gia đình thuộc
dân tộc Kinh hoặc Hoa, và giá trị 0 cho các dân tộc khác.
Biến vùng lãnh thổ là biến định danh có giá trị từ 1 đến 6 tương ứng với 6
vùng địa lý từ Đồng bằng Sông Hồng đến Đồng bằng Sông Cửu Long.
Biến tình trạng hôn nhân của phụ huynh: Tình trạng hôn nhân của một phụ
huynh là biến giả, nhận giá trị là 1 nếu người đó đang có gia đình, ngược lại biến
hôn nhân nhận giá trị bằng 0 cho những trường hợp khác.
Biến trình độ học vấn của người lao động: cho biết bằng cấp giáo dục cao
nhất của người lao động được phân thành các nhóm như sau: trình độ dưới cấp 1
(gồm không có bất kì bằng cấp nào và chỉ có bằng cấp 1), trình độ cấp 2 (trung học
cơ sở), trình độ cấp 3 (trung học phổ thông), trình độ cao đẳng-đại học và trình độ
sau đại học (thạc sĩ, tiến sĩ…). Trình độ học vấn của cá nhân được mã hóa thành các
biến giả, trong đó trình độ sau đại học được chọn làm biến cơ sở để so sánh với các
biến còn lại. Các biến số cho biết người bằng cấp phổ thông, biến trình độ cao đẳng
hoặc đại học là các biến nhị phân, các biến đó sẽ nhận giá trị là 1 nếu cá nhân đó có
đặc tính của trình độ đó và nhận 0 nếu cá nhân đó không có đặc tính của trình độ
đó.
Biến thành phần kinh tế: Loại hình tổ chức mà người lao động làm việc
được phân thành 4 nhóm: (1) làm việc trong khu vực kinh tế nhà nước; (2) làm việc
trong khu vực có vốn đầu tư nước ngoài; (3) làm việc trong khu vực kinh tế tập thể
hoặc khu vực kinh tế tư nhân và (4) người lao động tham gia kinh tế khu vực hộ gia
đình hoặc hợp tác xã. Biến khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài được chọn
làm biến tham chiếu. Biến khu vực kinh tế nhà nước; biến khu vực kinh tế tư nhân
và kinh tế hộ gia đình là 3 biến nhị phân, các biến đó sẽ nhận giá trị là 1 nếu cá
nhân đó có đặc tính làm việc trong khu vực kinh tế đó và nhận 0 nếu cá nhân đó
không có đặc tính làm việc trong khu vực kinh tế đó.
Biến cơ cấu kinh tế: cơ cấu ngành kinh tế trong đề tài được chia làm 3 nhóm
bao gồm ngành nông nghiệp; ngành công nghiệp và ngành dịch vụ. Ngành nông
38
nghiệp được chọn làm cơ sở so sánh với 2 ngành còn lại. Theo đó, hai biến giả đại
diện cho ngành công nghiệp và ngành dịch vụ sẽ được đưa vào mô hình.
3.3. Xử lý dữ liệu
3.3.1 Trích dữ liệu
Nguồn dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu được trích lọc và xử lý từ bộ dữ liệu
VHLSS 2010 bằng phần mềm thống kê Stata, phiên bản 12 của Stata Corporation.
Kết quả mô hình cũng được thực hiện trên phần mềm này.
Nguồn dữ liệu trong nghiên cứu được tổng hợp lại từ các dataset sau:
muc1a.dta, muc2a1.dta, muc4a1.dta, muc4a2.dta, muc4a3.dta, muc8.dta,
ho11.dta.
39
Bảng 3.1: Bảng tổng hợp thông tin trích lọc các biến số
Tên biến
Ý nghĩa
Tên trƣờng
Tên file
AGE
Tuổi
muc1a
m1ac5
REGION
Vùng địa lý
muc1a
tinh
URBAN
Thành thị
ho11
ttnt
GENDER
Giới tính
muc1a
m1ac2
ETHNIC
Dân tộc Kinh – Hoa
ho11
dantoc
HHEDU
Học vấn của cha/mẹ
muc2a1
matv m2ac6
HHMAR
Tình trạng hôn nhân của cha/mẹ
muc1a
matv m1ac6
m4ac11
m4ac12a m4ac12b
muc4a1
m4ac23 m4ac24a
Y
muc4a2 muc4a3
Thu nhập bình quân năm (đơn vị: nghìn đồng/người/năm)
m4ac24b m4ac26
muc4a4 muc4a5
m4ac28a m4ac28b
m4ac28c m4ac28d
m4ac28e
m2ac6
SCHOOL
Số năm đi học
muc2a1
EXP
Số năm kinh nghiệm
EXP = AGE – SCHOOL - 6
EXP2
Số năm kinh nghiệm bình phương
EXP2 = EXP ^2
HHOLD
Kinh tế hộ gia đình
m4ac8a
muc4a2
PRIVATE
Kinh tế tư nhân
m4ac8a
muc4a2
STATE
Kinh tế nhà nước
m4ac8a
muc4a2
INDUSTRY Thuộc ngành công nghiệp
m4ac4
muc4a1
SERVICE
Thuộc ngành dịch vụ
m4ac4
muc4a1
m2ac2a
PRIMA
Dưới cấp 1
muc2a1
m2ac2b
m2ac2a
SECON
Cấp 2
muc2a1
m2ac2b
HISCH
Cấp 3
muc2a1
m2ac2a m2ac2b
UNIV
Cao đẳng – Đại học
muc2a1
m2ac2a m2ac2b
GRAD
Sau đại học
muc2a1
m2ac2a m2ac2b
Bộ dữ liệu trích từ VHLSS 2010 (n = 7.287)
40
3.3.2 Kiểm định dữ liệu
3.3.2.1 Thiếu hoặc lỗi dữ liệu
Sai sót hoặc thiếu dữ liệu trong các quan sát hộ gia đình là vấn đề thường gặp
trong các nghiên cứu thực nghiệm. Vấn đề gặp trong nghiên cứu này là dữ liệu về
thu nhập không hợp lý. Trong mô hình nghiên cứu để ước lượng tác động của giáo
dục đối với thu nhập đầy đủ khách quan cần thiết phải có đầy đủ các giá trị cho tất
cả các quan sát cá nhân. Hai phương pháp thường được sử dụng để giải quyết vấn
đề này như phương pháp thay thế giá trị trung bình, phương pháp nội suy. Trong
nghiên cứu này sử dụng phương pháp thay thế giá trị trung bình. Dữ liệu của quan
sát bị thiếu hoặc lỗi. Cụ thể: khi cá nhân trả lời có nhận được tiền lương, tiền công
từ công việc chính (mục 4A câu 9)hoặc công việc phụ (mục 4A câu 21) nhưng giá
trị trả về là trống, được thay thế bởi giá trị trung bình của nam (hoặc nữ) cùng một
khu vực địa lý với bằng cấp chuyên môn tương ứng.
3.3.2.2 Loại bỏ các quan sát có giá trị dị biệt (quá lớn hoặc quá nhỏ)
41
Các biến có các quan sát có giá trị dị biệt được loại bỏ dựa theo kết quả phân
tích các đồ thị box plot. Các giá trị được loại bỏ là các điểm dị biệt có giá trị nằm
ngoài cận trên (upper inner fence) và cận dưới (lower inner fence) của box. Các giá
trị giới hạn này được tính như sau:
Upper Inner Fence (UOF) = Q3 + 1,5IQ
Lower Inner Fence (LOF) = Q1 – 1,5IQ
Trong đó: Q1, Q3 lần lượt là các phân vị 25%; 75% và IQ = Q3 –Q1 được gọi
khoảng bên trong phân vị.
Tổng số quan sát (số lao động nam và nữ) thực hiện trích lọc từ bộ dữ liệu
trên phạm vi cả nước là 7.587 quan sát. Có tất cả 300 quan sát dị biệt được loại bỏ
theo tiêu chí này. Như vậy, bộ dữ liệu tinh lọc ban đầu là 7.287 quan sát.
3.3.3 Cách thức ước lượng
3.3.3.1 Phương pháp ước lượng
Mô hình đi học của Borjas (2005) ở 2.2đã chỉ ra sự thiên chệch và thiếu
chính xác khi tiến hành ước lượng mô hình Mincer mà không xem xét đến yếu tố
năng lực bẩm sinh của người lao động. Nhiều ý kiến cho rằng năng lực bẩm sinh
của người đi học có tương quan dương với số năm đi học. Do đó khi ước lượng suất
sinh lợi giáo dục bằng mô hình Mincer bỏ qua biến số này có thể khiến kết quả ước
lượng bị thiên chệch (Wooldridge, 2001). Yang (2005) cũng cho rằng việc sử dụng
phân tích hồi quy OLS để ước lượng hàm Mincer bỏ qua tác động của các đặc điểm
năng lực bẩm sinh của người lao động có thể dẫn đến hệ số hồi quy bị thiên chệch
và không chính xác. Để giải quyết vấn đề này, trong trường hợp tối ưu nhất, Borjas (2005) cho rằng có thể tiến hành khảo sát các cặp sinh đôi 6để có thể đánh giá chính
xác hơn. Các kết quả nghiên cứu theo hướng này theo Borjas (2005) đánh giá là
không thống nhất với nhau. Với dữ liệu VHLSS không cho phép phát triển theo
hướng nghiên cứu. Yang (2005) đề nghị 3 phương án xử lý sau.
6Phương pháp "Natural Experement"
42
(i). Đưa vào mô hình biến đo lường năng lực bẩm sinh của người lao động
(thường dùng chỉ số IQ của người lao động)
(ii). Phương pháp tác động cố định (fixed effect method).
(iii). Sử dụng phương pháp hồi quy 2 giai đoạn sử dụng biến công cụ (Instrument variable7).
Đối với nghiên cứu, do bộ dữ liệu VHLSS 2010 không có thông tin về chỉ số
IQ của người lao động cho nên giải pháp (i) đưa thêm biến IQ vào trong mô hình
không thể tiến hành. Phương pháp tác động cố định nếu áp dụng cũng gặp khó khăn
vì thực tế dữ liệu VHLSS 2010 và VHLSS 2008 hoàn toàn độc lập với nhau do
được tiến hành khảo sát trên 2 bộ mẫu chủ riêng biệt nên không thể tiến hành tạo dữ
liệu bảng. Đồng thời nếu sử dụng phương pháp này cần phải giả định năng lực bẩm
sinh của cá nhân không thay đổi theo thời gian và không tương quan với các biến
giải thích khác.
Kết quả theo phương pháp hồi quy hai bước sẽ khắc phục được hiện tượng
thiên chệch này. Tuy nhiên, khả năng giải thích của mô hình theo phương pháp hồi
quy này lại có mức giải thích không cao so với phương pháp hồi quy thông thường.
Việc lựa chọn phương pháp hồi quy nào tùy thuộc vào mục đích của đề tài nghiên
cứu. Trong trường hợp của Việt Nam, Arcandy et al. (2004) nghiên cứu với dữ liệu
VLSS 1993 và 1998 sử dụng 4 bộ biến công cụ khác nhau nhận thấy có dại lượng
giáo dục của cha mẹ thoả điều kiện của biến công cụ và giả định: khi trình độ giáo
dục của cha (mẹ) cao thì người lao động có khuynh hướng được hưởng thu chế độ
giáo dục tốt và đạt được cấp độ giáo dục cao hơn và do đó có nhiều cơ hội có được
thu nhập cao hơn khi đi làm.
Đề tài này tập trung ở mức đánh giá suất sinh lợi trong việc đi học giữa các
cấp mà không tập trung đi sâu vào phân tích các yếu tố tác động đến việc nâng cao
thu nhập của người lao động. Do vậy, đề tài sử dụng phương pháp hồi quy hai bước
để đánh giá đúng đắn hơn về thực trạng suất sinh lợi trong giáo dục ở Việt Nam.
7 Viết tắt là IV
43
Theo đó, thu nhập từ tiền lương, tiền công của người lao động được ước lượng bằng
phương pháp hồi quy hai bước với các biến công cụ IV (Instrumental Variables) là
các biến đặc tính của phụ huynh. Cụ thể, biến số năm đi học (SCHOOL) được ước
lượng bước đầu theo các biến về trình độ học vấn của phụ huynh (HHEDU), tình
trạng hôn nhân của phụ huynh (HHMAR) với giả định là nếu như cha mẹ không li
dị thì con cái sẽ được chăm sóc tốt hơn. Tiếp đến thực hiện hồi quy bước hai của thu
nhập từ tiền lương theo các biến công cụ.
Nghiên cứu cũng đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy 2 giai đoạn
đối chiếu với phương pháp hồi quy OLS để so sánh và chọn mô hình hồi quy cho
phù hợp.
3.3.3.2 Kiểm định mô hình
a. Kiểm định biến nội sinh
Mô hình được ước lượng theo phương pháp hồi quy hai giai đoạn (2SLS)
trong sự so sánh với phương pháp hồi quy thông thường (OLS) cho hai nhóm người
lao động. Đối với phương pháp hồi quy hai giai đoạn thì cần phải thực hiện việc
kiểm tra tính hiệu quả của biến nội sinh được sử dụng trong mô hình. Giả thuyết Ho
khi đó cho rằng “SCHOOL là biến ngoại sinh”.
Trình tự tính toán và thực hiện như sau:
Bước 1: Với biến nội sinh SCHOOL là biến phụ thuộc, thực hiện hồi quy
SCHOOL theo các biến còn lại và tạo biến giá trị tiên đoán
Bước 2: Hồi quy biến phụ thuộc ban đầu theo các biến ngoại sinh và biến dự
đoán ở bước 1.
Bước 3: Hồi quy phần dư của phần hồi quy hai giai đoạn các biến ngoại sinh
và lấy giá trị phần dư mới của hồi quy này (phần dư giải thích được của mô
hình).
Bước 4: Tạo các ma trận phần dư giải thích được và phần dư không giải thích được của mô hình. Từ đó, tính toán giá trị R2 và mức xác suất p cho kiểm
định.
44
b. Kiểm định các biến công cụ (IV)
Một biến công cụ tốt sẽ thỏa mãn đồng thời hai tính chất: không tương quan
với sai số của mô hình hồi quy gốc (phương trình 3.3) và đồng thời có mối tương
quan chặt với biến nội sinh của nó (biến SCHOOL). Quy trình kiểm định tính hiệu
quả của các biến công cụ được thực hiện như sau:
Bước 1: Thực hiện hồi quy hai giai đoạn phương trình 3.3 và nhận giá trị
Bước 2: Hồi quy theo tất cả các biến trong mô hình, nhận lấy giá trị R2. Tính n*R2, và xem n*R2 có phân phối gần đúng Chi bình phương với bậc tự
do p (p = 2 là số biến công cụ trong mô hình)
Bước 3: với giả thuyết Ho cho rằng các biến công cụ không có mối tương
quan với , nếu n*R2 vượt quá giá trị tới hạn của thì có thể kết luận rằng
có ít nhất một biến công cụ có mối tương quan với sai số .
c. Kiểm định tính thích hợp của mô hình hồi quy 2 giai đoạn
Ngoài ra, sự phù hợp của mô hình hồi quy hai giai đoạn so với hồi quy thông
thường bằng kiểm định Hausman được thực hiện theo trình tự như sau:
Thực hiện hồi quy hai giai đoạn và lưu lại kết quả ước lượng.
Thực hiện hồi quy thông thường và lưu kết quả ước lượng
Thực hiện kiểm định Hausman cho hai kết quả đã lưu bước trên giả thiết Ho:
“Không có sự khác biệt giữa các hệ số trong hai mô hình”, nghĩa là Ho cho
rằng mô hình với ước lượng OLS thích hợp sử dụng.
d. Kiểm định về hiện tượng phương sai thay đổi
Mô hình tồn tại biến nội sinh, do vậy, hiện tượng phương sai thay đổi cũng
cần phải kiểm định. Với phần mềm STATA, hiện tượng phương sai thay đổi được
khắc phục bằng tùy chọn robust trong câu lệnh ivreg. Tuy nhiên, để đảm bảo hiện
tượng này được khắc phục, kiểm định Breush – Pagan được sử dụng.
45
4.4 Quy trình thực hiện nghiên cứu
Bƣớc 1
Từ khung lý thuyết được xây dựng, tiến hành khảo sát thu thập và xử lý dữ
liệu. Dữ liệu (biến) sau khi được xử lý và kiểm định được dùng để thực hiện thống
kê mô tả. Kết quả của thống kê mô tả sẽ cho thấy mối quan hệ cơ bản giữa các biến
trong mô hình và cho phép dự đoán kì vọng của các hệ số ước lượng.
Bƣớc 2
Thực hiện hồi quy hàm thu nhập Mincer với biến số năm đi học của người
lao động (phương trình 3.3) với bộ dữ liệu là người lao động cả nước. Quá trình hồi
quy được thực hiện trong sựso sánh giữa hai phương pháp hồi quy thông thường
(OLS) và hồi quy hai giai đoạn (2SLS). Kết quả của mô hình sẽ được đánh giá qua
các thủ tục Hausman, kiểm định đa cộng tuyến (VIF), kiểm định phương sai thay
đổi (Breush – Pagan). Tuỳ thuộc vào kết quả so sánh của 2 mô hình mà chọn
phương pháp hồi quy cho phương trình (3.3). Nhận xét kết quả phân tích.
Bƣớc 3
Tiến hành hồi quy phương trình 3.3 với phương pháp hồi quy thích hợp cho
các đặc điểm quan sát vùng địa lý, khu vực kinh tế, ngành nghề, khu vực sinh sống.
Nhận xét và đánh giá các kết quả hồi quy trên cơ sở so sánh đối chiếu.
Bƣớc 4
Hồi quy phương trình (3.4) bằng phương pháp OLS cho dữ liệu người lao
động Việt Nam 2010. Tiến hành tính toán tỉ suất suất sinh lợi của các cấp học cho
tổng thể nghiên cứu. Nhận xét kết quả phân tích
Bƣớc 5
Hồi quy phương trình (3.4) bằng phương pháp OLS cho các đặc điểm quan
sát vùng địa lý, khu vực kinh tế, ngành nghề, khu vực sinh sống. Tiến hành tính
toán tỉ suất suất sinh lợi của các cấp học cho các trường hợp này. Nhận xét và đánh
giá các kết quả hồi quy trên cơ sở so sánh đối chiếu.
46
CHƢƠNG IV: THỰC TRẠNG THU NHẬP VÀ GIÁO DỤC CỦA NGƢỜI LAO ĐỘNG VIỆT NAM NĂM 2010
4.1 Tổng quan về mẫu dữ liệu
Dữ liệu khảo sát của đề tài bao gồm 7.287 quan sát là người trong độ tuổi lao
động trên cả nước. Trong đó, số lao động chủ yếu tập trung ở nông thôn với 4.551
quan sát chiếm gần 62,5% tổng số quan sát.
Phân theo 6 vùng địa lý, người lao động trong khảo sát chủ yếu tập trung ở
các vùng đồng bằng như đồng bằng Sông Hồng (24%), đồng bằng sông Cửu Long
(21%) và vùng Bắc Trung bộ & Duyên hải miền Trung (22%). Số lao động ở khu
vực Trung du & miền núi phía bắc, và vùng Tây Nguyên chiếm tỉ lệ rất nhỏ với tỉ lệ
ĐB Sông Cửu Long 21%
ĐB Sông Hồng 24%
Đông Nam Bộ 17%
TD&MN phía bắc 11%
Tây Nguyên 5%
BTB & DHMT 22%
lần lượt là 11% và 5%.
Hình 4.1: cơ cấu phân bố mẫu theo các vùng Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
Phần lớn người lao động trong mẫu khảo sát có trình độ từ PTTH trở xuống.
Tỷ lệ lao động có trình độ từ PTTH trở xuống chiếm trên 65,5% trong tổng số mẫu.
Người lao động có trình độ cao đẳng - đại học chiếm 15,6% với 1.139 quan sát. Tỷ
lệ người lao động có trình độ sau đại học chiếm tỷ lệ rất nhỏ trong mẫu khảo sát
47
0,47% với 34 quan sát [phụ lục 4.1]. Vùng đồng bằng Sông Hồng dẫn đầu cả nước
về số người lao động hoàn thành ở các cấp học. Trường hợp người lao động không
có bằng cấp chiếm tỷ lệ 12,7%, trong đó, tập trung chủ yếu ở vùng đồng bằng Sông
Cửu Long với 440 quan sát (gần 48% số trường hợp) [phụ lục 4.2]
Phân theo cơ cấu ngành kinh tế, lao động trong ngành nông nghiệp chiếm tỷ
trọng thấp nhất so với các ngành công nghiệp và dịch vụ [phụ lục 4.3]. Tỷ lệ lao
động làm việc trong các ngành nông nghiệp chỉ chiếm 13,2% so với 46,2% trong
ngành công nghiệp và 40,6% trong ngành dịch vụ. Ngoài ra, mẫu khảo sát còn cho
thấy đa phần người lao động làm việc dưới hình thức kinh tế hộ gia đình hoặc hợp
tác xã [phụ lục 4.4] và kinh tế tư nhân.
Trong cơ cấu tuổi, nhìn chung lực lượng lao động trong mẫu khẩu sát tương
đối trẻ với độ tuổi từ 15 đến 45 tuổi chiếm trên 80,4% tổng số lao động trong mẫu.
Trên 55 tuổi 3%
Tuổi 45 - 55 16%
Tuổi 15-25 26%
Tuổi 36-45 23%
Tuổi 26-35 32%
Tỷ lệ lao động trên 55 tuổi chỉ chiếm gần 3%.
Hình 4.2: Độ tuổi trung bình của ngƣời lao động trong mẫu khảo sát
Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
48
4.2 Thu nhập trung bình của ngƣời lao động
Thu nhập bình quân đầu người của Việt Nam năm 2010 gần 1.1708 USD
(tương đương 22,8 triệu đồng/người/năm). Trong bộ dữ liệu khảo sát VHLSS 2010
của TCTK, con số này là 18,2 triệu đồng/người/tháng. Tuy nhiên, các số liệu này là
thu nhập bình quân đầu người, tính luôn cho cả những người phụ thuộc (bao gồm
trẻ em dưới 15 tuổi và người già, người không còn khả năng làm việc…).
Số liệu thu nhập trong đề tài được định nghĩa là thu nhập từ tiền công, tiền
lương của người lao động đã làm công việc chính và có thu nhập từ công việc này
trong vòng 12 tháng trước thời điểm được khảo sát. Thu nhập bình quân của người
lao động trong bộ dữ liệu sử dụng trên phạm vi cả nước là 27 triệu đồng/người/năm,
trong đó con số này ở khu vực thành thị và nông thôn lần lượt là 22,1 và 35,1 triệu
đồng/người/năm.
Mục đích của đề tài đi sâu vào đánh giá suất sinh lợi của giáo dục theo các
mức học vấn của người lao động nói chung. Do vậy, trong đề tài không đề cập đến
tình trạng chênh lệch thu nhập của người lao động phân theo giới tính, mà chỉ đi sâu
vào phân tích sự khác nhau về suất sinh lợi trong giáo dục giữa các vùng. Theo đó,
kết quả thống kê mô tả bước đầu cho thấy có sự khác biệt trong thu nhập của người
lao động theo nhóm tuổi, học vấn của người lao động, khu vực, địa bàn sinh sống,
cũng như thành phần kinh tế và lĩnh vực kinh tế mà người lao động tham gia.
4.2.1 Chênh lệch thu nhập theo khu vực sinh sống
Thu nhập trung bình của người lao động có sự khác nhau tùy theo địa điểm
sinh sống hoặc làm việc của người lao động động. Thu nhập trung bình của người
lao động sống ở khu vực thành thị là 35,1 triệu đồng/năm và ở khu vực nông thôn là
22,1 triệu đồng/năm so với mức thu nhập trung bình của người lao động cả nước là
27 triệu đồng/năm. Kết quả kiểm định t-test cho thu nhập trung bình theo khu vực
sinh sống cho thấy đây là sự khác biệt có ý nghĩa thống kê [phụ lục 4.5].
8 Theo báo cáo của UNDP (2011) và Bộ Kế hoạch – Đầu tư Việt Nam (2011)
49
Ngoài ra, giữa các vùng địa lí trên cả nước cũng có sự chênh lệch về mức thu
nhập bình quân của người lao động. Kết quả phân tích phương sai giữa các vùng
nhìn chung cho thấy sự chênh lệch này hầu hết có ý nghĩa thống kê 5% [phụ lục
4.6]. Theo đó, Đông Nam bộ và đồng bằng Sông Hồng là hai vùng mà người lao
động có mức thu nhập bình quân từ tiền công cao nhất cả nước. Mức thu nhập bình
quân của người lao động ở vùng Đông Nam bộ là 33,5 triệu đồng/năm/người. Mức
thu nhập của người lao động ở các vùng như Đồng bằng Sông Cửu Long, Tây
nguyên, Bắc trung bộ & duyên hải miền Trung là thấp nhất, với mức thu nhập trung
bình hàng năm vào khoảng 21 – 23 triệu đồng/người/năm.Kết quả cũng cho thấy sự
khác biệt về thu nhập giữa vùng Tây Nguyên và miền núi và trung du phía Bắc,
33501.2
35000.0
29976.6
30000.0
27237.6
25605.8
23944.9
25000.0
21972.7
20000.0
15000.0
ì
m ă n / i ờ ư g n / g n ồ đ n h g n
10000.0
5000.0
0.0
Tây Nguyên Đông Nam
ĐB Sông Hồng
TD&MN phía bắc
BTB & DHMT
Bộ
ĐB Sông Cửu Long
giữa Tây Nguyên và miền Trung không có ý nghĩa thống kê.
Hình 4.3: Thu nhập trung bình của ngƣời lao động ở 6 vùng Nguồn:Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 4.2.2 Chênh lệch thu nhập theo nhóm tuổi
Thu nhập trung bình của người lao động phụ thuộc vào độ tuổi của người
tham gia lao động. Theo đó, mức thu nhập trung bình của người lao động có xu
50
hướng tăng dần dạng hàm bậc 2 với độ tuổi của người lao động. Kết quả phân tích
phương sai giữa 5 nhóm tuổi cho thấycó sự khác biệt về thu nhập theo nhóm tuổi và
người lao động có mức thu nhập cao nhất ở nhóm tuổi từ 45 – 55 tuổi ở mức 30,8
triệu đồng/người/năm [phụ lục 4.7]. Ngoài ra, trên phạm vi cả nước thu nhập của
người lao động ở khu vực thành thị luôn cao hơn khu vực nông thôn, và khoảng
cách chênh lệch về thu nhập giữa hai khu vực này ngày càng có xu hướng giãn rộng
45000
40000
35000
30000
25000
20000
ì
15000
m ă n / i ờ ư g n / g n ồ đ n h g n
10000
5000
0
Tuổi 15-25
Tuổi 26-35
Tuổi 36-45
Tuổi 45 - 55
Trên 55 tuổi
Chung
Cả nước
Nông thôn
Thành thị
theo các nhóm tuổi [phụ lục 4.11].
Hình 4.4: Thu nhập trung bình của ngƣời lao động theo các nhóm tuổi ở thành thị và nông thôn Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 4.2.3Chênh lệch thu nhập theo học vấn của người lao động
Học vấn của người lao động được thể hiện thông qua số năm đi học của
người lao động và bằng cấp mà người lao động có được. Phân theo học vấn, thu
nhập bình quân của người lao động cũng có mối quan hệ thuận chiều với mức học
51
vấn. Học vấn càng cao thì thu nhập càng tăng. Sự gia tăng của thu nhập theo học
vấn của người lao động thể hiện rõ ở bậc cấp 3 trở đi. Thu nhập bình quân của một
lao động tốt nghiệp cấp 3 là 24,5 triệu đồng/người/năm so với các mức 34,1 triệu
đồng ở bậc trung học và 44 triệu đồng ở bậc cao đẳng – đại học hoặc 57,8
triệu/đồng ở bậc sau đại học [phụ lục 4.12]. Điều này càng thể hiện rõ ở nhóm
người lao động trong khu vực thành thị [hình 4.5].
Kết quả phân tích phương sai giữa các cấp học cho thấy tất cả các sự khác
biệt trong thu nhập theo các mức học vấn của người lao động đều có ý nghĩa thống
kê ở mức 5% [phụ lục 4.7]. Kết quả bước đầu cho thấy một mối tương quan dương
giữa học vấn và số năm đi học với mức thu nhập bình quân của người lao động, phù
60000
55000
50000
45000
40000
35000
30000
ì
m ă n / i ờ ư g n / g n ồ đ n h g n
25000
20000
15000
10000
Cấp 1
Cấp 2
Cấp 3
CĐ-ĐH
Sau ĐH
Không có bằng cấp
Trung học nghề
Cả nước
Nông thôn
Thành Thị
hợp với dạng cơ bản của hàm Mincer.
Hình 4.5: Thu nhập trung bình của ngƣời lao động theo các cấp học ở thành thị và nông thôn
Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
52
4.2.4 Chênh lệch thu nhập theo cơ cấu và thành phần kinh tế
Thu nhập của người lao động trong các thành phần kinh tế khác nhau cũng có
sự chênh lệch đáng kể. Cụ thể, mức lương bình quân của người lao động trong các
doanh nghiệp thuộc khu vực kinh tế tư nhân, kinh tế đầu tư nước ngoài và đặc biệt
là khu vực kinh tế nhà nước có mức lương cao nhất. Mức thu nhập trung bình của
khu vực kinh tế hộ gia đình và hợp tác xã là 18,7 triệu đồng/người/năm rất thấp so
với các mức 30,5 triệu đồng ở khu vực kinh tế tư nhân; 31,9 triệu đồng ở khu vực
doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài và 37 triệu đồng ở khu vực kinh tế nhà
nước. Nhìn chung sự khác biệt giữa các thành phần kinh tế, theo kết quả phân tích
phương sai, phần lớn đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% [phụ lục 4.9] trừ trường
hợp so sánh giữa kinh tế hộ-hợp tác xã với kinh tế nhà nước.
Bảng 4.1: Thu nhập bình quân của ngƣời lao động trong các thành phần kinh tế ĐVT: nghìn đồng/ngƣời/năm
tế Chung Kinh nhà nƣớc Kinh tế tƣ nhân Kinh tế hộ - Hợp tác xã Doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài
30.415,9 25.339,3 17.322,3 22.099,8 Nông thôn 28.211,3
42.394,5 37.278,0 22.952,1 35.141,0 Thành thị 39.758,7
31.856,4 37.055,3 30.486,5 18.729,3 26.996,3 Cả nƣớc
Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
Phân theo các vùng kinh tế, có sự chênh lệch về thu nhập của người lao động
ở 6 vùng trong các thành phần kinh tế [phụ lục 4.10]. Theo đó, người lao động ở
vùng đồng bằng Sông Hồng và Đông Nam bộ có thu nhập bình quân cao hơn so với
các vùng còn lại ở tất cả các thành phần kinh tế. Mức thu nhập cao nhất mà người
lao động nhận được là 44,3 triệu đồng/người/năm tập trung chủ yếu ở Đông Nam bộ
trong các doanh nghiệp nhà nước. Trong khi đó, mức thu nhập thấp nhất là 15,4
triệu đồng/người/năm ở khu vực đồng đồng Sông Cửu Long trong loại hình kinh tế
hộ gia đình và hợp tác xã.
53
Trong mỗi vùng, lao động thuộc thành phần kinh tế nhà nước có mức thu
nhập bình quân cao nhất so với các thành phần còn lại. Thành phần kinh tế hộ - hợp
tác xã luôn có mức thu nhập thấp nhất. Phần lớn thành phần kinh tế hộ - hợp tác xã
tập trung ở nông thôn, người lao động chủ yếu có thu nhập từ các hoạt động sản
xuất nông – lâm – ngư nghiệp hoặc kinh doanh nhỏ lẻ tại địa phương. Kết quả thống
kê còn cho thấy mức thu nhập bình quân của người lao động trong thành phần kinh
45,000
40,000
35,000
30,000
25,000
20,000
15,000
ì
10,000
m ă n / i ờ ư g n / g n ồ đ n h g n
5,000
0
ĐB Sông Hồng TD&MN phía
BTB & DHMT
Tây Nguyên
Đông Nam Bộ ĐB Sông Cửu
bắc
Long
Kinh tế nhà nước
Kinh tế tư nhân
Doanh nghiệp FDI
Kinh tế hộ - Hợp tác xã
tế tư nhân và kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài (FDI) xấp xỉ nhau.
Hình 4.6: Thu nhập trung bình của ngƣời lao động theo các thành phần kinh tế
và 6 vùng địa lý
Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
Kết quả phân tích phương sai về sự chênh lệc thu nhập bình quân của người
lao động trong các ngành kinh tế cho thấy có sự khác nhau có ý nghĩa về mặt thống
kê về thu nhập của các ngành nghề [phụ lục 4.10]. Trong cơ cấu ngành kinh tế, có
sự chênh lệch lớn về thu nhập của người lao động ở 6 vùng trong các ngành kinh tế
[phụ lục 4.14]. Mức thu nhập của người lao động trong ngành nông nghiệp là thấp
nhất với mức thu nhập trung bình là 15,4 triệu đồng/người/năm so với mức chung
gần 27 triệu đồng của cả nước. Khu vực công nghiệp và đặc biệt là khu vực dịch vụ
là nơi có mức thu nhập trung bình cao nhất. Mức thu nhập từ tiền công của người
54
lao động trong hai khu vực này lần lượt là 25,3 và 32,7 triệu đồng/người/năm. Mức
thu nhập của người lao động trong cơ cấu ngành kinh tế cũng có sự khác biệt đáng
kể theo khu vực thành thị - nông thôn.
Bảng 4.2: Thu nhập bình quân của ngƣời lao động trong các ngành kinh tế
ĐVT: nghìn đồng/ngƣời/năm
Dịch vụ Công nghiệp Nông nghiệp Chung
Nông thôn 26.924,0 22.113,3 14.631,2 22.099,8
Thành thị 37.369,2 32.839,3 22.249,1 35.141,0
Cả nước 32.664,5 25.336,2 15.421,4 26.996,3
Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
Kết quả phân tích phương sai về sự chênh lệc thu nhập bình quân của người
lao động trong các ngành kinh tế cho thấy có sự khác nhau có ý nghĩa về mặt thống
kê về thu nhập của các ngành nghề [phụ lục 4.10].Ngoài ra, vùng Đông Nam bộ và
đồng bằng Sông Hồng là hai vùng có mức thu nhập bình quân trên mỗi lao động ở
cả 3 ngành kinh tế đều cao nhất nước. Vùng Bắc trung bộ & duyên hải miền Trung
và vùng Đồng bằng Sông Cửu Long là hai vùng có mức thu nhập trong mỗi ngành
thấp nhất cả nước. Mức thu nhập trung bình thấp nhất của người lao động làm việc
trong ngành nông nghiệp ở đồng bằng Sông Cửu Long là 11,6 triệu đồng/người/năm
chỉ gần bằng một nửa so với mức thu nhập trong cùng ngành ở Đông nam bộ là 23,6
triệu đồng/năm [phụ lục 4.15].
40,000
35,000
30,000
25,000
20,000
ì
15,000
m ă n / i ờ ư g n / g n ồ đ n h g n
10,000
5,000
0
ĐB Sông Hồng
BTB & DHMT
Tây Nguyên
Đông Nam Bộ ĐB Sông Cửu
TD&MN phía bắc
Long
Dịch vụ
Công nghiệp
Nông nghiệp
55
Hình 4.7: Thu nhập trung bình của ngƣời lao động theo các ngành kinh tế và 6 vùng địa lý
Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
56
Bảng 4.3: Tổng hợp dấu kì vọng của các biến trong mô hình
Tên biến Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Min Max Kì vọng
lnEARN 9,95 0,78 5,89 11,54
SCHOOL 8,81 4,79 20 0 +
EXP 19,56 12,11 58 0 +
EXP2 529,40 555,09 3.364 0 -
PRIMA 0,20 0,40 0 1 -
SECON 0,23 0,42 0 1 -
HISCH 0,11 0,31 0 1 -
UNIV 0,16 0,36 0 1 -
HHOLD 0,46 0,50 0 1 -
PRIVATE 0,19 0,39 0 1 +/-
STATE 0,29 0,45 0 1 +/-
INDUSTRY 0,46 0,50 0 1 +
SERVICE 0,41 0,49 0 1 +
URBAN 0,38 0,48 0 1 +
GENDER 0,60 0,49 0 1 +
ETHNIC 0,91 0,29 0 1 +
Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
57
Tóm lƣợc ý chính chƣơng 4:
Bộ dữ liệu khảo sát sử dụng trong đề tài bao gồm 7.287 quan sát. Các quan
sát được phân bố trên cả 6 vùng địa lý, từ khu vực thành thị đến nông thôn. Kết quả
thống kê bước đầu trên bộ dữ liệu này cho thấy mức thu nhập trung bình của người
lao động có sự khác nhau theo địa điểm hộ sinh sống. Cụ thể: ở khu vực thành thị
có mức thu nhập bình quân cao hơn nông thôn. Người lao động tại các vùng Đông
Nam bộ, đồng bằng sông Hồng có mức thu nhập bình quân cao hơn so với vùng Tây
nguyên và Trung du & miền núi phía bắc. Các kết quả phân tích phương sai cho thu
nhập bình quân của người lao động cũng thay đổi theo các đặc tính của người lao
động như: tuổi, học vấn, và loại hình kinh tế, ngành nghề kinh tế màngười lao động
tham gia.
Ở cùng một mức học vấn, mức thu nhập bình quân của người lao động có xu
hướng gia tăng theo tuổi của người tham gia lao động tuy nhiên sự gia đăng này sẽ
hết và bắt đầu giảm khi người lao động đến 1 ngưỡng tuổi nào đấy. Học vấn của
người lao động càng cao thì thu nhập của họ theo đó càng tăng. Người lao động làm
việc trong các ngành nông nghiệp hoặc trong các loại hình kinh tế như kinh tế hộ -
hợp tác xã có mức thu nhập không cao so với các ngành công nghiệp – dịch vụ hoặc
các loại hình kinh tế như kinh tế tư nhân, kinh tế nhà nước và kinh tế có vốn đầu tư
nước ngoài.
58
CHƢƠNG V: ƢỚC LƢỢNG SUẤT SINH LỢI CỦA GIÁO DỤC
Mục đích của chương này ngoài việckiểm chứng mô hình Mincer và các nhân tố liên quan đến thu nhập của người lao động, chương sẽ đi sâu phân tích suất sinh lợi trong giáo dục của người lao động trên phạm vi cả nước. Bên cạnh đó, kết quả còn được sử dụng để so sánh đối chiếu suất sinh lợi giữa các vùng.
Nội dung cụ thể sẽ tập trung vàoằmphần. Thứ nhất là trình bày các kết quả ước lượng cùng với các kết quả kiểm định mô hình ước lượng theo năm cho cả nước, ước lượng cho từng vùng kinh tế và các đặc điểm quan sát. Thứ hai, tính toán tỉ suất suất sinh lợi của 1 cấp học cụ thể cho cả nước, các vùng kinh tế và các đặc điểm quan sát khác.
5.1 Kết quả hồi quy suất sinh lợi trung bình theo năm đi học
5.1.1 Kiểm định mô hình
5.1.1.1. Kiểm định biến nội sinh
Kết quả kiểm chứng hiệu quả của biến nội sinh cho thấy biến số năm đi học là
biến nội sinh tốt trong đề tài.Ở mức ý nghĩa 5%, kết quả kiểm định biến nội sinh
SCHOOL cho thấy đã bác bỏ giả thuyết cho rằng biến SCHOOL là biến ngoại sinh.
Ngoài ra, với mức giải thích R bình phương hiệu chỉnh gần 70% cho thấy biến
SCHOOL có ảnh hưởng lên khả năng giải thích của mô hình [phụ lục 5.1].
5.1.1.2. Kiểm định biến công cụ IV
Các biến công cụ IV trong mô hình bao gồm biến học vấn và tình trạng hôn
nhân của cha/mẹ được sử dụng để ước lượng biến nội sinh là cần thiết. Kết quả cho
thấy, việc sử dụng 2 biến công cụ trên trong việc ước lượng biến SCHOOL chưa
đầy đủ (mức ý nghĩa 5%) [phụ lục 5.2].
5.1.1.3. Kiểm định đối chiếu hai mô hình
Kết quả kiểm định Durbin - Wu - Hausman với giả thuyết Ho cho rằng không
có sự khác biệt về các hệ số giữa hai mô hình. Với mức p = 0,0002 (giá trị kiểm
định chi bình phương bằng 13,5: phụ lục 5.3) thì có thể bác bỏ giả thuyếtHo. Mô
59
hình hồi quy theo phương pháp 2SLS cho kết quả tốt hơn, nhất là về tính không
thiên chệch của ước lượng.
5.1.1.4. Kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan
Hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình được khắc phục bằng kỹ thuật
robust (với tùy chọn robust sau câu lệnh ivreg của STATA). Tuy nhiên, để kiểm
chứng đề tài đã sử dụng phương pháp Cameron và Trivedi để kiểm định. Kết quả
kiểm định cho thấy, mô hình khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi (phụ
lục 5.4).
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến thì chúng ta thường xem xét các hệ số
phóng đại phương sai VIF. Ngoại trừ hai biến số năm kinh nghiệm và số năm kinh
nghiệm bình phương là có hệ số khuếch đại phương sai VIF lớn hơn 10 thì các biến
còn lại đều có VIF rất nhỏ so với 10.Theo Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự (2008)
nếu VIF của một biến lớn hơn 10 thì biến này được coi là có cộng tuyến cao. Việc
thêm biến số năm kinh nghiệm bình phương trong mô hình Mincer nhằm mục đích
khảo sát xu hướng gia tăng thu nhập theo số năm kinh nghiệm. Do vậy, không cần
loại bỏ biến số năm kinh nghiệm bình phương này ra khỏi mô hình mà kết quả ước
lượng vẫn cho thấy một khả năng giải thích hiệu quả.
5.1.2Lợi suất trung bình theo số năm đi học trên cả nước
Kết quả cho thấy số năm đi học và số năm kinh nghiệm của người lao động
có mối quan hệ thuận chiều với mức thu nhập trung bình của người lao động. Việc
gia tăng thêm 1 năm đi học hoặc 1 năm kinh nghiệm sẽ làm cho mức thu nhập bình
quân tăng thêm tương ứng là 5% và 5,5%. Tuy nhiên, sự gia tăng của mức thu nhập
bình quân theo số năm kinh nghiệm chỉ diễn ra trong một giai đoạn đầu của số năm
kinh nghiệm. Khi số năm kinh nghiệm càng cao và chạm mốc 26,7 năm thì mức thu
nhập bình quân của người lao động bắt đầu chựng lại và có xu hướng giảm dần sau
đó. Khi đó, nếu số năm đi học tiếp tục tăng thêm 1 năm sẽ làm cho mức thu nhập
bình quân giảm 0,1%.
60
Phân theo thành phần kinh tế, kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài là thành phần
có mức lương bình quân cao nhất so với các thành phần kinh tế còn lại. So với
thành phần kinh tế FDI, người lao động làm việc trong thành phần kinh tế hộ - hợp
tác xã có mức thu nhập bình quân thấp hơn 56,5% và thấp nhất so với các thành
phần kinh tế khác. Tương tự như vậy nhưng ở mức cao hơn, người lao động trong
các thành phần kinh tế tư nhân và kinh tế nhà nước đều có mức thu nhập bình quân
thấp hơn so với thành phần kinh tế FDI lần lượt là 22% và 25,3%.
Phân theo ngành kinh tế, kết quả ước lượng mô hình cho thấy nông nghiệp là
ngành có mức lương bình quân thấp hơn so với các ngành dịch vụ và công nghiệp.
Điều này hoàn toàn phù hợp với kết quả thống kê mô tả ban đầu về mức thu nhập
bình quân của người lao động trong các ngành kinh tế. Với hệ số ước lượng của
ngành công nghiệp trong mô hình hồi quy là 0,148 cho thấy trong cùng các điều
kiện thì mức thu nhập bình quân của người lao động trong ngành công nghiệp cao
hơn 14,8% so với người lao động làm việc trong ngành nông nghiệp. Ngành dịch vụ
là ngành có mức thu nhập cao nhất với mức thu nhập bình quân cao hơn 16,7% so
với ngành nông nghiệp. Lao động có chuyên môn cao và nhiều kĩ năng là yếu
tốgiúp nâng cao thu nhập của người lao động trong ngành dịch vụ so với các ngành
công nghiệp và nông nghiệp.
Có sự chênh lệch thu nhập theo dân tộc, giới tính và địa điểm sinh sống làm
việc của người lao động. Người lao động thuộc dân tộc Kinh hoặc Hoa có mức thu
nhập bình quân cao hơn so với các dân tộc khác. Mức thu nhập bình quân của người
lao động thuộc nhóm dân tộc Kinh – Hoa có mức thu nhập cao hơn 19% so với các
dân tộc khác. Mức chi tiêu cho giáo dục hoặc nhận thức về tầm quan trọng của giáo
dục cao trong gia đình thuộc nhóm dân tộc này là một trong những nguyên nhân
giải thích cho trường hợp này.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, thu nhập trung bình của lao
động nam cao hơn lao động nữ khoảng 26,4%. Mức chênh lệch này là mức chênh
lệch trung bình của người lao động phân theo giới tính trong toàn mẫu khảo sát mà
61
Bảng 5.1: Kết quả hồi quy của thu nhập ngƣời lao động theo phƣơng pháp 2SLS
Thu nhập của NLĐ Hệ số Sai số chuẩn mạnh Giá trị z P>|z|
Số năm đi học 0,050 0,004 13,1 0,000
Số năm kinh nghiệm 0,055 0,003 20,3 0,000
Số năm kinh nghiệm bình phương -0,001 0,000 -17,9 0,000
Kinh tế hộ - HTX -0,565 0,032 -17,6 0,000
Kinh tế tư nhân -0,220 0,032 -6,9 0,000
Kinh tế nhà nước -0,253 0,037 -6,9 0,000
Ngành công nghiệp 0,148 0,029 5,1 0,000
Ngành dịch vụ 0,167 0,033 5,1 0,000
Dân tộc 0,190 0,028 6,8 0,000
Thành thị 0,244 0,017 14,5 0,000
Giới tính 0,264 0,016 16,0 0,000
Hệ số cắt 8,790 0,055 160,4 0,000
Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER
R2 - hiệu chỉnh 0,343 Wald chi2 (11) = 3529,71
Nguồn: Kết quả phân tích hồi qui từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
chưa tính đến yếu tố học vấn, kinh nghiệm, thành phần và loại hình kinh tế mà
người lao động tham gia. Do vậy, để đánh giá chính xác hơn về sự chênh lệch (hay
bất bình đẳng trong thu nhập) theo giới tính của người lao động rất cần thiết phải
thực hiện những nghiên cứu sâu hơn trong từng yếu tố cụ thể như học vấn, tuổi của
người lao động hoặc thành phần và loại hình kinh tế mà người lao động làm việc.
Người lao động sống hoặc làm việc tại khu vực thành thị có thu nhập bình
quân cao hơn so với người lao động ở khu vực nông thôn. Mức chênh lệch về thu
nhập bình quân ở 2 khu vực này là 24,4%. Đa phần người lao động ở nông thôn làm
việc trong thành phần kinh tế hộ gia đình và hợp tác xã hoặc làm việc trong các
ngành công nghiệp thâm dụng nhân công. Ở nông thôn, yếu tố về học vấn, chuyên
62
môn cao, kỹ năng được đặt ra với yêu cầu không cao trong những ngành này. Ngoài
ra, phần lớn người lao động ở nông thôn sống và làm việc bằng nghề nông với mức
thu nhập nhất nhất so với các ngành công nghiệp hoặc dịch vụ.
5.1.3 Lợi suất trung bình theo năm đi học ở 6 vùng kinh tế
5.1.3.1 Theo số năm đi học
Thực hiện hồi quy hai bước cho mô hình lợi suất trung bình theo số năm đi
học (mô hình 1) cho người lao động lần lượt ở 6 vùng nhằm đánh giá tổng quát về
tình hình lợi suất trung bình ở 6 vùng này. Tất cả các kết quả hồi quy đều cho thấy
mô hình phù hợp với khung lý thuyết về suất sinh lợi trong giáo dục. Kết quả hồi
quy cho 6 vùng được thể hiện tóm tắt ở bảng 5.2 bên dưới.
Kết quả cho thấy lợi suất trung bình cho mỗi năm đi học cao nhất ở vùng
đồng bằng Sông Hồng, tiếp đến là vùng trung du và miền núi phía bắc. Cứ mỗi năm
gia tăng đi học của 2 vùng này sẽ giúp cho mức thu nhập trung bình của người lao
động ở đó tăng tương ứng là 7,5% và 7,3% (mức ý nghĩa dưới 1%).Đây là yếu tố
quan trọng để từ đó cải thiện thu nhập của người lao động ở hai vùng này.
Mặc dù là một trong những vùng có mức thu nhập bình quân trên mỗi lao
động không cao, tuy nhiên, lợi suất sinh lợi ở vùng Tây Nguyên lại thấp nhất cả
nước. Mỗi năm đi học tăng thêm chỉ cải thiện thêm 3,2% thu nhập bình quân của
người lao động. Điều đó cho thấy, chính sách khuyến khích đi học ở các chương
trình giáo dục cho người dân nói chung và người lao động nói riêng ở vùng này
chưa mang lại hiệu quả tích cực. Điều kiện kinh tế khó khăn, cùng với hạn chế về
mặt địa lý và mức đầu tư phát triển kinh tế ở vùng này chưa cao có thể là nguyên
nhân giải thích cho việc lợi suất giáo dục thấp ở vùng này.
Đông Nam bộ là vùng có mức thu nhập bình quân trên mỗi lao động cao nhất
nước. Đây là nơi tập trung rất nhiều khu công nghiệp lớn, hiện đại bậc nhất cả nước
với đội ngũ lao động có kĩ năng và chuyên môn cao. Do vậy, lợi suất biên và lợi
suất trung bình trong thu nhập của người lao động cũng tăng chậm dần theo số năm
đi học. Cứ mỗi năm tăng thêm trong số năm đi học của người lao động sẽ làm tăng
63
thêm 3,5% thu nhập của người lao động thấp hơn so với mức trung bình của cả
nước là 5% [bảng 5.1].
Đồng bằng Sông Cửu Long và vùng Bắc trung bộ & duyên hải miền Trung
thì có mức lợi suất trung bình xấp xỉ nhau và bằng lợi suất trung bình theo số năm
đi học của cả nước. Nhìn chung, việc tăng thêm mỗi năm đi học sẽ cải thiện được
khoảng 5% thu nhập của người lao động ở các vùng này.
5.1.3.2 Theo thành phần và cơ cấu ngành kinh tế
Mức ý nghĩa của các biến đại diện cho các thành phần kinh tế không có ý
nghĩa cao ở các mô hình hồi quy của các vùng. Nhìn chung, có sự khác nhau về
mức chênh lệc thu nhập bình quân của người lao động trong khu vực kinh tế tư
nhân, kinh tế nhà nước so với kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài ở các vùng. Cụ thể,
ở vùng Trung du & miền núi phía Bắc và vùng Bắc Trung bộ & duyên hải miền
Trung thì khu vực kinh tế tư nhân và kinh tế nhà nước có mức thu nhập cao hơn so
với khu vực có vốn đầu tư nước ngoài. Trong khi đó, các vùng còn lại như đồng
bằng Sông Hồng, đồng bằng Sông Cửu Long, Đông Nam bộ, Tây Nguyên lại cho
thấy điều ngược lại. Tuy nhiên, các sự so sánh này ở vùng Trung du & miền núi
phía Bắc; vùng Bắc Trung bộ & duyên hải miền Trung và Tây Nguyên lại không có
nghĩa thống kê ở mức 5%.
Sự chênh lệch về mức thu nhập bình quân giữa thành phần kinh tế hộ với
thành phần kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài ít nhất ở vùng Bắc Trung bộ & Duyên
hải miền Trung (24,7% với mức ý nghĩa 5%) và sự chênh lệch cao nhất ở 2 vùng
đồng bằng (tương ứng 53,7% ở đồng bằng Sông Hồng và 55,9% ở đồng bằng Sông
Cửu Long với mức ý nghĩa 1%).
Tương tự với thành phần kinh tế, các hệ số của biến cơ cấu ngành kinh tế
cũng không có ý nghĩa thống kê cao như các biến số năm đi học hoặc số năm kinh
nghiệm. Tuy nhiên, không có sự khác biệt ở tất cả các vùng khi xem mức thu nhập
bình quân của người lao động trong ngành nông nghiệp là thấp nhất so với ngành
công nghiệp và dịch vụ. Sự khác biệt về thu nhập của người lao động ở các vùng chỉ
64
xảy ra giữa hai ngành công nghiệp và dịch vụ. Theo đó, ngoại trừ đồng bằng Sông
Cửu Long cho thấy mức thu nhập bình quân của người lao động ở ngành dịch vụ là
cao hơn so với ngành công nghiệp (38,9% ở ngành dịch vụ so với 27% ở ngành
nông nghiệp với mức ý nghĩa 1%) thì ở các vùng còn lại đều cho thấy mức thu nhập
trung bình của người lao động trong ngành công nghiệp cao hơn mức thu nhập
trung bình trong ngành dịch vụ. Sự chênh lệch này được rõ nhất ở vùng Trung du và
miền núi phía bắc, tuy nhiên, kết quả chưa có ý nghĩa thống kê.
5.1.3.3 Đặc điểm của người lao động
Người lao động ở vùng bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung cho thấy có
sự chênh lệch lớn về mức thu nhập trung bình theo sắc tộc của gia đình. Theo đó,
người lao động thuộc nhóm dân tộc kinh hoa có mức thu nhập bình quân cao hơn
41,1% so với các nhóm dân tộc khác (có ý nghĩa thống kê 1%). Kết quả cho thấy có
sự khác biệt lớn về thu nhập theo nhóm các nhóm dân tộc ở vùng này. Ở các vùng
còn lại, chẳng hạn như vùng đồng bằng Sông Cửu Long hoặc vùng Trung du &
miền núi phía bắc thì sự chênh lệch này không cao xấp xỉ bằng mức chênh lệch thu
nhập theo nhóm dân tộc chung của cả nước (ở mức 16,1% ở vùng đồng bằng Sông
Cửu Long, 10% ở vùng Trung du & miền núi Phía bắc và 14,6% chung cho cả nước
với mức ý nghĩa 5%).
Thu nhập trung bình của người lao động trong khu vực thành thị đều cao hơn
so với mức trung bình của người lao động trong khu vực nông thôn ở các vùng này.
Mức chênh lệch cao nhất về thu nhập trung bình của người lao động giữa hai khu
vực được thể hiện ở vùng đồng bằng Sông Hồng (26,1% với mức ý nghĩa 1%) và
thấp nhất ở vùng Trung du & miền núi phía Bắc (16,7% với mức ý nghĩa 1%) so với
mức trung bình của cả nước là 23%.
Sự chênh lệch về mức thu nhập bình quân theo giới tính cũng có sự khác
nhau giữa các vùng. Tương tự như sự chênh lệch về thu nhập giữa thành thị và nông
thôn, sự khác biệt về thu nhập theo giới tính cũng thể hiện mạnh ở vùng đồng bằng
Sông Hồng. Mức thu nhập bình quân của người lao động nam cao hơn mức thu
65
nhập bình quân của người lao động nữ ở vùng đồng bằng Sông Hồng lên đến 33,9%
(mức ý nghĩa 1%). Tuy nhiên, sự chênh lệch này được thể hiện mạnh nhất ở vùng
Đồng bằng Sông Cửu Long với mức chênh lệch lên đến 35,3% so với mức trung
bình trên cả nước là 27,5%. Vấn đề về sự khác biệt trong thu nhập của người lao
động theo giới tính ở vùng đồng bằng Sông Hồng và vùng đồng bằng Sông Cửu
Long sẽ tác động nhiều mặt đến đời sống lao động của người lao động ở hai vùng
này và cần thiết có những nghiên cứu sâu hơn cho vấn đề này.
Các vùng như Tây Nguyên hoặc vùng Trung du & miền núi phía Bắc thì sự
chênh lệch về mức thu nhập trung bình giữa lao động nam và lao động nữ lại không
đáng kể so với mức trung bình của cả nước. Chênh lệch thu nhập trung bình giữa
lao động nam và lao động nữ ở vùng Tây Nguyên chỉ 8,5% (mức ý nghĩa thống kê
1%) và vùng Trung du & miền núi phía bắc là 13,7% (mức ý nghĩa thống kê 1%).
Có mối liên hệ giữa sự chênh lệch thu nhập theo giới tính của người lao động với sự
phát triển kinh tế của vùng. Mức độ phát triển kinh tế không cao ở sẽ dẫn đến một
sự chênh lệch trong thu nhập theo giới của người lao động thấp hơn.
66
Bảng 5.2: Lợi suất trung bình theo số năm đi học ở 6 vùng địa lý
& Sông ĐB Sông Hồng TD&MN phía bắc BTB DHMT Tây Nguyên Đông Nam bộ ĐB Cửu Long
0,073*** 0,05*** 0,032* 0,035*** 0,047*** Số năm đi học 0,075***
0,071*** 0,064*** 0,047*** 0,05*** 0,051*** Số năm kinh nghiệm 0,056***
Số năm kinh nghiệm bình phương -0,001*** -0,001*** -0,001*** -0,001*** -0,001*** -0,001***
Kinh tế hộ - HTX -0,537*** -0,071 -0,247** -0,514** -0,491*** -0,559***
Kinh tế tư nhân -0,228*** 0,190 0,025 -0,133 -0,16*** -0,179*
Kinh tế nhà nước -0,308*** 0,177 0,012 -0,107 -0,038 -0,272**
Ngành công nghiệp 0,412*** 0,048 0,018 0,368*** 0,111*** 0,270***
Ngành dịch vụ 0,396*** 0,022 0,017 0,285*** 0,093 0,389***
Dân tộc -0,093 0,161*** 0,100** 0,411*** 0,059 -0,019
Thành thị 0,261*** 0,167*** 0,241*** 0,182*** 0,222*** 0,213***
Giới tính 0,339*** 0,137*** 0,232*** 0,085 0,266*** 0,353***
8,583*** 8,227*** 8,21*** 9,124*** 9,389*** 8,59***
Hệ số cắt r2_hiệu chỉnh 0,306 0,335 0,319 0,373 0,344 0,392
Ghi chú: các mức ý nghĩa * p<0,1; ** p<0,05; *** p<0,01
Số quan sát 1736 805 1619 388 1202 1537
Nguồn: Kết quả phân tích hồi qui từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
67
5.1.4Lợi suất trung bình theo năm đi học với các đặc điểm quan sát
Bảng 5.3: Lợi suất trung bình năm đi học theo các đặc điểm
Ghi chú: các mức ý nghĩa * p<0,1; ** p<0,05; *** p<0,01
Đặc điểm Khu vực kinh tế hộ gia đình Khu vực kinh tế nhà nước Khu vực kinh tế tư nhân Khu vực kinh tế FDI Công nghiệp Dịch vụ Nông nghiệp Thành thị Nông thôn Suất sinh lợi năm đi học 0,022*** 0,106*** 0,069*** 0,057*** 0,037*** 0,086*** 0,011*** 0,072*** 0,036***
Nguồn: Kết quả tính toán từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
Bảng 5.3 trình bày kết quả hồi quy suất sinh lợi trung bình bình theo năm đi
học của giáo dục theo các đặc điểm quan sát. Kết quả hồi quy chi tiết trình bày ở
phụ lục [5.7]. Kết quả nghiên cứu cho thấy suất sinh lợi trung bình của giáo dục ở
khu vực kinh tế, ngành nghề và vùng thành thị/nông thôn đều có ý nghĩa với mức ý
nghĩa 1%. Cụ thể, người lao động ở khu vực kinh tế nhà nước có suất sinh lợi cao
nhất với 10,6% thu nhập tăng thêm cho mỗi năm đi học, người lao động ở khu vực
kinh tế hộ gia đình có suất sinh lợi của giáo dục thấp nhất với chỉ 0.022 %. Ảnh
hưởng lớn của giáo dục đối với khu vực kinh tế nhà nước có thể giải thích một phần
là do lương của khu vực nhà nước là theo thứ bậc và tiêu chuẩn xét các thứ bậc chịu
ảnh hưởng lớn của bằng cấp giáo dục. Người lao động ở khu vực thành thị có suất
sinh lợi cao gấp đôi suất sinh lợi ở vùng nông thôn so với (7,2% so với 3,6%).
Người lao động hoạt động ở ngành công nghiệp và dịch vụ có suất sinh lợi của giáo
dục cao hơn ngành nghề nông nghiệp và ngành dịch vụ có suất sinh lợi cao nhất
trong 3 nhóm ngành nghề. Ngành nông nghiệp có suất sinh lợi của giáo dục rất thấp
với chỉ 1,1% cho mỗi năm đi học thêm của người lao động. Kết quả hồi quy khá
tương đồng với kết quả của thống kê về thu nhập khu ở thành phần kinh tế, ngành
nghề, khu vực sinh sống có thu nhập thấp thì suất sinh lợi của giáo dục không cao.
68
5.2 Ƣớc lƣợng RORE cho các cấp học
5.2.1 RORE của các cấp học cả nƣớc và khu vực sinh sống
Tỉ suất suất sinh lợi theo cấp học được tính toán từ các hệ số ước lượng trong
mô hình 2 với số năm đi học của từng cấp học. Cụ thể, Tỉ suất suất sinh lợi cấp 2
trên phạm vi cả nước được tính từ hệ số ước lượng của biến SECON trừ cho hệ số
của biến PRIMA trong kết quả ước lượng mô hình 2 trên phạm vi cả nước chia cho
hiệu số giữa số năm đi học của hai cấp. Biến học vấn sau đại học được chọn làm
tham chiếu và trường hợp người lao động có đi học và học dở dang cấp 1 được
nhóm vào nhóm học vấn dưới cấp 1, do vậy, sẽ có 3 RORE là cấp 2,cấp3và CĐ-
ĐH.
Bảng 5.4: RORE của các cấp học trên cả nƣớc, theo khu vực thành thị - nông thôn và 6 vùng địa lý Hệ số ƣớc lƣợng RORE
Cả nước
Thành thị
Nông thôn
ĐB Sông Hồng
TD&MN phía bắc
BTB & DHMT
-0,113 (***) -0,151 (***) -0,071 (*) -0,197 (***) -0,328 (***) -0,173 (***) -0,090 0,007 (***) 0,026 (***) 0,005 (*) 0,028 (***) -0,05 (***) 0,006 (***) 0,033 Tây Nguyên
-0,134 (***) -0,228 (***) -0,087 (***) -0,280 (***) -0,177 (**) -0,191 (***) -0,187 (*) -0,023 0,003 (***) 0,008 (***) -0,001 (***) -0,012 (***) 0,021 (**) -0,006 (***) -0,010 (*) 0,027 -0,017 -0,075 Đông Nam Bộ
-0,072 0,059 0,105 0,001
Ghi chú: các mức ý nghĩa * p<0,1; ** p<0,05; *** p<0,01
ĐB Sông Cửu Long Cấp 1 Cấp 2 Cấp 3 CĐ-ĐH Cấp 2 Cấp 3 CĐ-ĐH 0,121 0,373 -0,144 (***) (***) (***) 0,114 0,306 -0,260 (***) (***) (***) 0,118 0,399 -0,082 (***) (***) (***) 0,131 0,325 -0,234 (***) (***) (***) 0,177 0,380 -0,262 (***) (***) (***) 0,140 0,385 -0,167 (***) (***) (***) 0,110 0,350 -0,145 (***) (***) 0,096 0,307 (***) (***) 0,100 0,504 (***) (***) -0,130 (***) -0,076 (*)
69
Nguồn: Kết quả tính toán từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287). Phụ lục [4.8] và [4.9]
So với mức lợi suất trung bình theo số năm đi học [bảng 5.1] thì ROREtheo
năm đi học của cấp học, đặc biệt là của cấp 2 và cấp 3 trên phạm vi cả nước, khu
vực thành thị - nông thôn và cả 6 vùng địa lý đều có mức gia tăng trong thu nhập
thấp hơn. Mức gia tăng thu nhập trung bình theo sự gia tăng của mỗi năm đi học
trung bình cho cả nước là 5% [bảng 5.1], giá trị tăng cao nhất theo của một trong
hai mức lợi suất này ở là 2,8% (mức ý nghĩa 1%).
RORE cả cấp 2 và cấp 3 ở khu vực nông thôn thấp hơn so với khu vực thành
thị (mức ý nghĩa 1%). Điều này có ý nghĩa cho biết việc nâng cao trình độ học vấn
ở các cấp 2, cấp 3 của người lao động ở nông thôn sẽ cải thiện được mức thu nhập
được người lao động ở khu vực này, tuy nhiên, chưa thể rút ngắn khoảng cách
chênh lệch về thu nhập ở khu vực thành thị.
Tuy nhiên, từ mức học vấn cấp 3 trở đi, cụ thể RORE của cấp CĐ-ĐH có sự
gia tăng mạnh mẽ. Giá trị RORE của cấp CĐ-ĐH trung bình cho cả nước là 12,1%
cho mỗi 1 năm đi học CĐ-ĐH, trong đó khu vực nông thôn có tỉ suất trung bình cao
hơn so với khu vực thành thị. Theo đó, tỉ suất trung bình của mức học vấn CĐ-ĐH
sẽ làm cho thu nhập của người lao động ở khu vực nông thôn tăng thêm 11,8% so
với 11,4% ở khu vực thành thị tương ứng cho mỗi năm đi học . Kết quả này cho
thấy, nếu tiếp tục nâng cao mức học vấn CĐ-ĐH của người lao động ở khu vực
nông thôn sẽ có nhiều khả năng rút ngắn được khoảng cách chênh lệch thu nhập so
với khu vực thành thị. Kết quả này có ý nghĩa thực tiễn quan trọng trong việc rút
ngắn sự chênh lệch về thu nhập của người lao động giữa hai khu vực.
Trong sự so sánh mức giá trị RORE giữa các vùng, kết quả cho thấy chưa có
sự thống nhất giữa các vùng về mức giá trị RORE của cấp 2 và cấp 3. Hai mức tỉ
suất này ở các vùng như Đông Nam bộ, vùng Đồng bằng sông Cửu Long lại không
có ý nghĩa so sánh (không ý nghĩa thống kê ở mức 5%, kể cả 10%). Kết quả so sánh
giữa các vùng được thể hiện rõ và thống nhất ở mức sinh lợi trung bình của CĐ-
70
ĐH. Điều này cũng phù hợp với nhận xét ban đầu về xu hướng gia tăng thu nhập
của người lao động theo các mức học vấn đã được đề cập ở chương 4. Theo đó,
vùng Bắc trung bộ & duyên hải miền Trung và Trung du & miền núi phía bắc có
mức lợi suất trung bình cao nhất. Người lao động ở vùng Trung du & miền núi phía
Bắc hoàn thiện mức học vấn của mình ởbậc CĐ-ĐH sẽ được tương thưởng bằng
mức thu nhập tăng lên 17,7% cao nhất cả nước (mức ý nghĩa 1%) tương ứng cho
mỗi năm đi học. Tương tự như vậy, người lao động ở vùng đồng bằng Bắc trung bộ
& Duyên hải miền Trung, nâng cao mức học vấn của bản thânlên bậc CĐ-ĐH sẽ cải
thiện tích cực mức thu nhập bình quân lên 14,4% (mức ý nghĩa 1%) cho mỗi năm đi
học CĐ-ĐH.
Vùng Đông Nam bộ là vùng có mức thu nhập bình quân trên mỗi lao động
cao nhất cả nước, tuy nhiên, lợi suất theo cấp học, đặc biệt là mức lợi suất của cấp
học CĐ-ĐH lại thấp nhất cả nước. Bậc học CĐ-ĐH chỉ giúp cải thiện được 9,6%
mức thu nhập của người lao động (mức ý nghĩa 1%) cho mỗi năm đi học. Sự tập
trung các lao động chuyên môn, kỹ thuật cao, cùng với sự cạnh tranh của người lao
động trong thị trường lao động ở vùng này đã tạo điều kiện thúc đẩy người lao động
nâng cao kiến thức lẫn học vấn để tồn tại và có mức thu nhập cạnh tranh có thể là
giải thích tốt cho vấn đề này. Kết quả này cũng gợi ý cho thấy khi đánh giá hiệu quả
của giáo dục đào tạo đối với thu nhập của người lao động có thể sẽ cần cân nhắc
đến yếu tố cung-cầu của thị trường lao động đang xem xét.
Tóm lại, thông qua mức giá trị RORE của bậc CĐ-ĐH cho thấy ở các vùng
có điều kiện kinh tế khó khăn, có mức thu nhập bình quân trên mỗi lao động thấp
việc nâng cao mức học vấn của bản thân sẽ có mức cải thiện thu nhập cao hơn so
với các vùng có mức thu nhập bình quân cao. Đây là nhân tố quan trọng để rút ngắn
sự chênh lệch về thu nhập của người lao động giữa các khu vực và vùng miền trên
cả nước.
5.2.2 RORE của các cấp học theo các đặc điểm quan sát
71
Bảng 5.5: Tỉ suất suất sinh lợi giáo dục theo cấp học theo các đặc điểmquan sát
Đặc điểm quan sát
KVKT hộ gia đình
KVKTnhà nước
KVKT tư nhân
KVKT FDI
Công nghiệp
Dịch vụ
Cấp 1 0,006 -0,503 (***) -0,239 (***) -0,189 (**) -0,112 (***) -0,336 (***) 0,085 (*)
Cấp 3 0,060 -0,363 (***) -0,079 -0,079 0,023 -0,279 (***) -0,020
CĐ-ĐH Cấp 2 0,330 (**) 0,294 (***) 0,456 (***) 0,589 (***) 0,581 (***) 0,313 (***) 0,211
Ghi chú: các mức ý nghĩa * p<0,1; ** p<0,05; *** p<0,01
Nông nghiệp Hệ số ước lượng Cấp 2 0,058 (*) -0,567 (***) -0,152 (***) -0,146 (*) -0,037 -0,346 (***) 0,040 0,013 (*) -0,016 (***) 0,022 (***) 0,011 (*) 0,019 -0,002 (***) -0,011 RORE Cấp 3 CĐ-ĐH 0,067 0,001 (**) 0,164 0,068 (***) (***) 0,134 0,024 (***) 0,167 0,022 (***) 0,139 0,020 (***) 0,148 0,022 (***) (***) 0,058 -0,020
Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287)
Bảng 5.5 trình bày kết quả ước lượng tỉ suất suất sinh lợi giáo dục với các
đặc điểm quan sát về khu vực kinh tế và ngành nghề kinh tế cũng cho kết quả tương
tư5 khi khảo sát cho từng khu vực kinh tế. Tỉ suất suất sinh lợi ở cấp 2 thấp và bắt
đầu tăng mạnh ở cấp 3. Tỉ suất suất sinh lợi ở cấp cao đẳng và đại học là cao nhất ở
tất cả các đặc điểm quan sát (hầu hết có ý nghĩa ở mức 1%). Ở cấp học này, người
lao động ở khu vực kinh tế FDI đạt được tỉ suất suất sinh lợi cao nhất trong khi
người lao động hoạt động trong khu vực kinh tế hộ gia đình có tỉ suất suất sinh lợi
thấp nhất với chỉ 6,7%. Ngành dịch vụ có Tỉ suất suất sinh lợicao hơn ngành công
nghiệp (14,8% so với 13,9% ở mức ý nghĩa 1%). Tuy nhiên kết quả ở cho khu vực
nông nghiệp không có ý nghĩa thống kê, kết quả này đối chiếu tương đối đồng nhất
với kết quả tính suất sinh lợi theo năm đi học của nông nghiệp rất thấp (bảng 4.4).
Kết quả tính tỉ suất suất sinh lợi của 1 năm học ở 1 cấp học cụ thể cho thấy lợi ích
của việc đi học tăng dần theo cấp học và đào tạo ở cấp CĐ-ĐH mang lại nhiều lợi
72
ích nhất cho người lao động. Kết quả này giải thích hiện tượng số lượng sinh viên
CĐ-ĐH gia tăng rất mạng trong giai đoạn vừa qua theo như thống kê của bộ giáo
dục và đào tạo khi mà chính người lao động nhận thức được rằng việc được trang bị
bằng cấp cao đẳng-đại học sẽ mang lại cho họ thu nhập tốt hơn trong công việc.
Tóm tắt ý chính chƣơng 5
Từ các kết quả hồi quy, ta có thể thấy được mỗi năm đi học tăng thêm thì
người lao động sẽ nhận được mức thu nhập cao hơn. Mức chênh lệc này tuỳ thuộc
khác nhau trong các trường hợp cụ thể cho các khu vực địa lý, ở khu vực kinh tế
nhà nước, ngành nghề. Kết quả ước lượng RORE cũng cho thấy rằng ở mỗi cấp độ
giáo dục đạt được đều cho phép người lao động tăng thêm thu nhập của mình nhưng
khi cấp đào tạo là cao đẳng-đại học thì người lao động có mức gia tăng trong thu
nhập cao nhất.
73
CHƢƠNG VI: KẾT LUẬN
6.1 Lý thuyết và mô hình nghiên cứu
Đề tài thực hiện nghiên cứu và đánh giá tác động của trình độ học vấn đối
với thu nhập của người lao động ở các khu vực kinh tế, vùng thành thị/nông thôn,
các vùng miền địa lý … sử dụng dữ liệu của cuộc khảo sát mức sống hộ gia đình
VHLSS năm 2010. Cơ sở lý thuyết chính của đề tài là vốn nhân lực, mô hình đi học
của Borjas, mô hình tín hiệu trong thị trường lao động và hàm thu nhập của Mincer.
Đề tài sử dụng thống kê mô tả rút ra những thông tin tổng quan về tình hình
lao động và học vấn của Việt Nam trong năm 2010. Đánh giá cụ thể về tác động của
giáo dục đối với thu nhập của người lao động, đề tài tiến hành ước lượng hồi quy
thu nhập của người lao động theo năm đi học và kinh nghiệm đi làm của họ theo 2
mô hình hồi quy dựa trên mô hình thu nhập của Mincer. Để hạn chế tình trạng đánh
giá thiên lệch do không đề cập đến năng lực bẩm sinh của người lao động khi ước
lượng thu nhập, đề tài sử dụng phương pháp hồi quy hai giai đoạn 2SLS trong mô
hình hồi quy 1 sử dụng cho số năm đi học của người lao động. Trong mô hình thứ 2
được sử dụng để đánh giá tỉ suất sinh lợi của 1 năm đi học của 1 cấp học cụ thể, mô
hình sử dụng phương pháp hồi quy bình phương tối thiểu OLS. Các kết quả thống
kê mô tả và kết quả hồi quy được thực hiện bằng chương trình Stata phiên bản 12.
6.2 Thực trạng giáo dục và thu nhập của ngƣời lao động Việt Nam 2010
Dữ liệu nghiên cứu trích lọc từ VHLSS 2010 cho thấy lực lượng lao động
của nước ta hiện tại có cơ cấu tuổi khá trẻ với 26% nằm trong độ tuổi 15-25, tỉ
trọng lớn nhất ở lứa tuổi 26-35 với 32% và nhóm tuổi 36-45 là 23%, còn lại là
nhóm tuổi trên 45. Thu nhập bình quân của người lao động là 27 triệu
đồng/người/năm trong đó ở khu vực thành thị và nông thôn lần lượt là 22,1 và 35,1
triệu đồng/người/năm. Khu vực miền Đông Nam Bộ có thu nhập bình quân đầu
người cao nhất với 33,5 triệu đồng/năm/người. Mức thu nhập của người lao động ở
các vùng như Đồng bằng Sông Cửu Long, Tây nguyên, Bắc trung bộ & duyên hải
74
miền Trung là thấp nhất, với mức thu nhập trung bình hàng năm vào khoảng 21 –
23 triệu đồng/người/năm.
Thu nhập trung bình của người lao động phụ thuộc vào độ tuổi của người
tham gia lao động. Theo đó, mức thu nhập trung bình của người lao động có xu
hướng tăng dần dạng hàm bậc 2 với độ tuổi của người lao động. Người lao động
trong nhóm tuổi 45-55 có mức thunhập cao nhất. Thu nhập bình quân của người lao
động cũng có mối quan hệ thuận chiều với mức học vấn. Học vấn càng cao thì thu
nhập càng tăng. Sự gia tăng của thu nhập theo học vấn của người lao động thể hiện
rõ ở bậc cấp 3 trở đi.
Phân theo các vùng kinh tế, có sự chênh lệch về thu nhập của người lao động
ở 6 vùng trong các thành phần kinh tế. Theo đó, người lao động ở vùng đồng bằng
Sông Hồng và Đông Nam bộ có thu nhập bình quân cao hơn so với các vùng còn lại
ở tất cả các thành phần kinh tế. Mức thu nhập cao nhất mà người lao động nhận
được tập trung chủ yếu ở Đông Nam bộ trong các doanh nghiệp nhà nước. Trong
khi đó, mức thu nhập thấp nhất ở khu vực đồng đồng Sông Cửu Long trong loại
hình kinh tế hộ gia đình và hợp tác xã. Mức thu nhập bình quân của người lao động
trong thành phần kinh tế tư nhân và kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài (FDI) xấp xỉ
nhau.
Trong mỗi vùng địa lý, thu nhập bình quân của người lao động cao nhất
trong ngành dịch vụ, tiếp theo là ngành công nghiệp và cuối cùng là ngành nông
nghiệp. Đồng bằng Sông Cửu Long được xem là vựa lúa lớn nhất cả nước, tuy
nhiên mức thu nhập trung bình của người lao động trong lĩnh vực này lại thấp nhất
nước. Mức thu nhập trung bình thấp nhất của người lao động làm việc trong ngành
nông nghiệp là 11,6 triệu đồng/người/năm chỉ gần bằng một nửa so với mức thu
nhập trong cùng ngành ở Đông nam bộ là 23,6 triệu đồng/năm.
6.3 Tác động của giáo dục đến thu nhập của ngƣời lao động
75
Kết quả kiểm định cho thấy các biến công cụ sử dụng cho mô hình hồi quy 2
giai đoạn có ý nghĩa và thích hợp hơn mô hình hồi quy OLS nên hồi quy 2 giai đoạn
được áp dụng khi ước lượng hàm thu nhập Mincer cho số năm đi học của người lao
động.
Kết quả cho thấy số năm đi học và số năm kinh nghiệm của người lao động
có mối quan hệ thuận chiều với mức thu nhập trung bình của người lao động. Việc
gia tăng thêm 1 năm đi học hoặc 1 năm kinh nghiệm sẽ làm cho mức thu nhập bình
quân tăng thêm tương ứng là 5% và 5,5%. Tuy nhiên, sự gia tăng của mức thu nhập
bình quân theo số năm kinh nghiệm chỉ diễn ra trong một giai đoạn đầu của số năm
kinh nghiệm. Khi số năm kinh nghiệm càng cao và chạm mốc 26,7 năm thì mức thu
nhập bình quân của người lao động bắt đầu chựng lại và có xu hướng giảm dần sau
đó. Khi đó, nếu số năm đi làm tăng thêm 1 năm sẽ làm cho mức thu nhập bình quân
giảm 0,1%.
Kết quả phân tích hồi quy cũng tương đối thống nhất với thống kê mô tả khi
kinh tế hộ gia đình và hợp tác xã có thu nhập thấp nhất trong khi kinh tế và ngành
nông nghiệp cũng là lĩnh vực mà thu nhập của người lao động thấp nhất trong khi
thu nhập của người lao động làm việc cho khu vực có vốn đầu tư nước ngoài và lao
động trong ngành dịch vụ có thu nhập tốt nhất. Kết quả hồi quy cũng cho thấy có sự
chênh lệch thu nhập theo dân tộc, giới tính và địa điểm sinh sống làm việc của
người lao động. Người lao động thuộc dân tộc Kinh hoặc Hoa có mức thu nhập bình
quân cao hơn so với các dân tộc khác. Người lao động nam có thu nhập tốt hơn
người lao động là nữ và lao động ở thành thị cũng có thu nhập tốt hơn lao động ở
nông thôn.
Tiến hành hồi quy 2 giai đoạn cho tất cả các vùng kinh tế, kết quả đều cho
thấy mô hình phù hợp với khung lý thuyết về suất sinh lợi trong giáo dục. Đồng
bằng Sông Cửu Long và vùng Bắc trung bộ & duyên hải miền Trung thì có mức lợi
suất trung bình xấp xỉ nhau và bằng lợi suất trung bình theo số năm đi học của cả
nước. Mặc dù là một trong những vùng có mức thu nhập bình quân trên mỗi lao
76
động không cao, tuy nhiên, lợi suất sinh lợi ở vùng Tây Nguyên lại thấp nhất cả
nước với 3.2%. Đông Nam Bộ là khu vực có thu nhập bình quân đầu người cao
nhất nước nhưng suất sinh lợi của mỗi năm đi học ở đây khá thấp với 3.5%. Lợi
suất trung bình cho mỗi năm đi học cao nhất ở vùng đồng bằng Sông Hồng, tiếp đến
là vùng trung du và miền núi phía bắc. Cứ mỗi năm gia tăng đi học của 2 vùng này
sẽ giúp cho mức thu nhập trung bình của người lao động ở đó tăng tương ứng là
7,5% và 7,3%.
Tỉ suất suất sinh lợi của mỗi cấp học cho thấy từ mức học vấn cấp 3 trở đi, cụ
thể tỉ suất sinh lợi của cấp CĐ-ĐH có sự gia tăng mạnh mẽ. Tỉ suất suất sinh lợi của
CĐ-ĐH trung bình cho cả nước là 12,1%, trong đó khu vực nông thôn có tỉ suất
suất sinh lợi trung bình cao hơn so với khu vực thành thị. Theo đó, tỉ suất trung bình
của mức học vấn CĐ-ĐH sẽ làm cho thu nhập của người lao động ở khu vực nông
thôn tăng thêm 11,8% so với 11,4% ở khu vực thành thị tương ứng cho mỗi năm đi
học . Người lao động ở vùng Trung du & miền núi phía Bắc hoàn thiện mức học
vấn của mình ở bậc CĐ-ĐH sẽ được tương thưởng bằng mức thu nhập tăng lên
17,7% cao nhất cả nước (mức ý nghĩa 1%) tương ứng cho mỗi năm đi học. Tương
tự như vậy, người lao động ở vùng đồng bằng Bắc trung bộ & Duyên hải miền
Trung, nâng cao mức học vấn của bản thânlên bậc CĐ-ĐH sẽ cải thiện tích cực mức
thu nhập bình quân lên 14,4% (mức ý nghĩa 1%) cho mỗi năm đi học CĐ-ĐH. Mỗi
năm đi học ở cấp học CĐ-ĐH mang lại nhiều lợi ích nhất cho người lao động trong
khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài và thấp nhất trong khu vực kinh tế hộ gia
đình.
6.4 Giới hạn và hƣớng nghiên cứu mới
Rút ra nhiều kết luận quan trọng về suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam
trong trong năm 2010, đề tài cũng có nhiều hạn chế. Trước nhất, trình độ giáo dục
cũng như thu nhập của 1 cá nhân chịu tác động của năng lực bẩm sinh. Đề tài khắc
phục bằng biện pháp sử dụng phương pháp hồi quy 2 giai đoạn với biến công cụ là
năm đi học và tình trạng hôn nhân của phụ huynh. Kết quả kiểm định cho thấy là
77
các biến này hiệu quả trong việc giải thích số năm đi học của con cái tuy nhiên vẫn
chưa phải là đầy đủ. Với nguồn dữ liệu từ các cuộc khảo sát VHLSS, các nghiên
cứu sau có thể xây dựng nhiều bộ biến công cụ khác nhau để chọn được bộ biến
công cụ tốt nhất giải thích cho số năm đi học của người lao động. Chọn được bộ
biến công cụ thích hợp cũng có thể gia tăng số lượng mẫu sử dụng trong các bước
ước lượng. Thông qua đó, cải thiện mức độ tin cậy của ước lượng.
Thứ hai, việc so sánh và đánh giá tác động của giáo dục đối với từng nhóm
thành phần kinh tế, khu vực sinh sống, cơ cấu ngành nghề nên được so sánh và đánh
giá ở tầm mức của từng vùng địa lý để sự so sánh được chi tiết và cụ thể hơn.
Cuối cùng, thu nhập của người lao động còn chịu ảnh hưởng của quan hệ
cung cầu trên thị trường lao động, nghiên cứu khi ước lượng thu nhập người lao
động chưa đề cập đến mối quan hệ quan trọng này. Do đó nghiên cứu sau có thể
phát triển theo hướng đánh giá suất sinh lợi của giáo dục đối với người lao động có
thể kết hợp đặt trong bối cảnh cung và cầu lao động để có kết quả chính xác hơn,
làm cơ sở cho các gợi ý chính sách.
78
TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG ANH
Cameroon. Education in
Amin A.A. and Awung J.W, 2005. Economic analysis of private returns to to
investment
[pdf]Available
at
Aromolaran, A.B., 2002.Private wage return return to schooling in Nigieria: 1996-
1999.Yale University Economic Growth Center Discussion Paper No.849.[pdf]
Reference [pdf] .2nd ed. to
Becker, G.S., 1975.Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis, with
Special
Available
Education
at
Becker, G.S., 1981. A Treatise on the Family. Cambridge: Harvard University Press.
Borjas , G.S., 2005. Labor Economics 3rd ed. New York: McGraw-Hill.
Brunello et al., 2000.The return to education in Italy: New look at evidence
Discussion. Paper No 130 Of Institution for the study of Labor (IZA) [pdf]
Available
Campos, N.F and Jolliffe, D., 2002.After and before during : Returns to education
in the Hungarian transition. William Davidson working paper Number 475 [pdf]
Labour [pdf]. of
Available >[Accessed
Campos, N.F. and Jolliffe, D., 2007.Earning, schooling and economic reform:
Econometric evidience from Hungary. Discussion Paper No 2678 of Institute for the
at
study
(IZA)
17
Hanushek, E.A. and Wo¨ ßmann L., 2007.Education quality and Economic Growth
The international Bank for rescontruction and development. The International Bank
Resconstruction[pdf].
for 79 Availableat Available strategy. [pdf] [Accessed Heitala, K., 2005. General framework for long term social impact on Evalution of
at
employment
University Columbia Available Press. [pdf] Mincer, J., 1974.Schooling, experience, and earning. National Bureau of Economic
research,
at
>[Accessed Moock, P. R. et al., 1998.Education and earnings in a transition economy - The
case of Vietnam World Bank Working paper no. 167. [pdf] Available at
17
Palme M.O. and Wright, R.E, 1998.Changes in the rate of return to education in
Sweden: 1968-1991. Human Resource Research Programe, Center for Economic
Policy Research.[pdf] Available at Pindyck , R. S. and Rubinfield D.L, 2008.Microeconomic. Seventh ed. London:
Pearson. Psacharopoulos, G., 1994.Return to investment in education: a global update World
Bank Policy. Working Paper No 1067, Washington, World Bank. [pdf] Available at
Available Psacharopoulos, G. and Patrinos , 2002.Return to investment in education: a further
update. World Bank Policy Working Paper No 2881, Washington, World Bank.
at
[pdf]
Smith, Adam, 1776.An Inquiry into the Nature And Causes of the Wealth of Nations
Book 2 – Of the Nature, Accumulation, and Employment of Stock. London: Liberty
Fund. 80 Spence, M., 1973. Job Market Signaling. Quarterly Journal of, Vol. 87, No. 3
(August, 1973) p355-374. Trần Nam Quốc, 2009.Return to education: a case study in the Mekong delta –
VietNam.Master thesis of Vietnam - Netherlands project for MA program in
development Economics. [pdf] Available Socio-Economic Program. Tskloglou, P. and Cholezas, I., 2001. Private return to Education in Greece.
at
Research
Targeted
Available [Accessed Vernon, V.K., 2002.Return to Human Capital in transitional Russia. Discussion
at
paperof
SSRN.[pdf]
Wooldridge, Jeffrey, 2001. Introduction Economic. Cambridge: MIT Press. Yang, D.T, 2005.Determinants of schooling returns during transition: Evidence
from Chinese cities. Journal of comparative Economics 33 (2005) p244-264. 81 Vũ Trọng Anh,2008.Ước lượng suất sinh lợi giáo dục của Việt Nam. Luận văn thạc
sĩ trường đại học kinh tế thành phố Hồ Chí Minh. Nguyễn Khánh Duy,2008.Khai thác dữ liệu khảo sát mức sống hộ gia đình Việt
Nam (VHLSS) để làm đề tài nghiên cứu với phần mềm STATA. Chương trình giảng
dạy kinh tế Full Bright [pdf] pháp khác khác biệt biệt Nguyễn Xuân Thành,2006.Ước lượng suất sinh lợi của việc đi học ở Việt Nam:
Phương
tại
Có
trong
luật 2012.[online] động lao Có , Bộ
tại
Nguyễn Trọng Hoài và Phùng Thanh Bình,2010.Bài giảng môn học Kinh Tế Lượng
Ứng Dụng. Khoa Kinh Tế Phát Triển, Trường Đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí
Minh Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc,2008.Thống kê ứng dụng trong kinh tế-
xã hội. Hà Nội: NXB Thống Kê. Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2008. Giáo trình kinh tế lượng. Thành phố Hồ Chí
Minh: NXB Thành phố Hồ Chí Minh. 1 Phụ lục 4.1: Tỷ lệ lao động phân theo học vấn Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Phụ lục 4.2: Tỷ lệ lao động phân theo học vấn ở 6 vùng trên cả nước Nguồn: Tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 2 Phụ lục 4.3: Tỷ lệ lao động phân theo cơ cấu kinh tế Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Phụ lục 4.4: Tỷ lệ lao động phân theo loại hình kinh tế Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Phụ lục 4.5: Chênh lệch thu nhập giữa khu vực thành thị và nông thôn Nguồn: Kết quả phân tích từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 3 REGION | mean -----------------+---------- DB song Hong | 29976,65 TD&MN phia Bac | 27237,58 BTB&DH mien Trun | 23953,57 Tay nguyen | 25605,75 Ðong Nam Bo | 33501,23 DB Song Cuu Long | 21972,66 -----------------+---------- Total | 26996,3 ---------------------------- Number of obs = 7287 R-squared = 0,0506 Root MSE = 17642,3 Adj R-squared = 0,0500 Source | Partial SS df MS F Prob > F -----------+---------------------------------------------------- Model | 1,2086e+11 5 2,4171e+10 77,66 0,0000 | REGION | 1,2086e+11 5 2,4171e+10 77,66 0,0000 | Residual | 2,2662e+12 7281 311252013 -----------+---------------------------------------------------- Total | 2,3871e+12 7286 327625968 Phụ lục 4.6: Kiểm định one way ANOVA: chênh lệch thu nhập giữa 6 vùng địa
lý 4 Margins : asbalanced -------------------------------------------------------------- | Unadjusted | Contrast Std. Err. [95% Conf. Interval] -------------+------------------------------------------------ REGION | 2 vs 1 | -2739,063 752,2906 -4213,77 -1264,355 3 vs 1 | -6023,074 609,5426 -7217,954 -4828,194 4 vs 1 | -4370,898 990,701 -6312,959 -2428,837 5 vs 1 | 3524,586 661,9953 2226,884 4822,289 6 vs 1 | -8003,987 617,8987 -9215,247 -6792,726 3 vs 2 | -3284,011 760,8535 -4775,505 -1792,518 4 vs 2 | -1631,835 1090,341 -3769,22 505,55 5 vs 2 | 6263,649 803,4884 4688,579 7838,719 6 vs 2 | -5264,924 767,5641 -6769,572 -3760,276 4 vs 3 | 1652,176 997,2189 -302,6619 3607,014 5 vs 3 | 9547,66 671,7102 8230,913 10864,41 6 vs 3 | -1980,913 628,2959 -3212,555 -749,2708 5 vs 4 | 7895,484 1030,117 5876,156 9914,812 6 vs 4 | -3633,089 1002,348 -5597,982 -1668,196 6 vs 5 | -11528,57 679,3021 -12860,2 -10196,94 -------------------------------------------------------------- Pairwise comparisons of marginal linear predictions Nguồn: Kết quả phân tích từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 5 BANGCAP | mean -----------------+---------- Khong co bang ca | 16381,21 Cap 1 | 19955,05 Cap 2 | 22148,07 Cap 3 | 24511,91 Trung hoc | 34083,09 CD-DH | 44007,56 Sau DH | 57767,5 -----------------+---------- Total | 26996,3 ---------------------------- Number of obs = 7287 R-squared = 0,2712 Root MSE = 15459,2 Adj R-squared = 0,2706 Source | Partial SS df MS F Prob > F -----------+---------------------------------------------------- Model | 6,4726e+11 6 1,0788e+11 451,39 0,0000 | BANGCAP | 6,4726e+11 6 1,0788e+11 451,39 0,0000 | Residual | 1,7398e+12 7280 238986424 -----------+---------------------------------------------------- Total | 2,3871e+12 7286 327625968 Phụ lục 4.7: Kiểm định one way ANOVA: chênh lệch thu nhập theo bằng cấp 6 Margins : asbalanced -------------------------------------------------------------- | Unadjusted | Contrast Std. Err. [95% Conf. Interval] -------------+------------------------------------------------ BANGCAP | 1 vs 0 | 3573,84 651,8115 2296,1 4851,579 2 vs 0 | 5766,858 634,9715 4522,13 7011,586 3 vs 0 | 8130,696 751,8412 6656,869 9604,523 4 vs 0 | 17701,88 661,5427 16405,07 18998,7 5 vs 0 | 27626,35 684,1713 26285,17 28967,52 6 vs 0 | 41386,29 2699,462 36094,56 46678,02 2 vs 1 | 2193,018 558,46 1098,275 3287,762 3 vs 1 | 4556,856 688,4432 3207,308 5906,405 4 vs 1 | 14128,04 588,496 12974,42 15281,66 5 vs 1 | 24052,51 613,8234 22849,24 25255,78 6 vs 1 | 37812,45 2682,496 32553,98 43070,92 3 vs 2 | 2363,838 672,5211 1045,502 3682,175 4 vs 2 | 11935,02 569,7878 10818,07 13051,97 5 vs 2 | 21859,49 595,9108 20691,33 23027,65 6 vs 2 | 35619,43 2678,454 30368,88 40869,98 4 vs 3 | 9571,185 697,6636 8203,562 10938,81 5 vs 3 | 19495,65 719,1565 18085,9 20905,41 6 vs 3 | 33255,59 2708,541 27946,07 38565,12 5 vs 4 | 9924,468 624,1472 8700,958 11147,98 6 vs 4 | 23684,41 2684,877 18421,27 28947,54 6 vs 5 | 13759,94 2690,542 8485,696 19034,18 Pairwise comparisons of marginal linear predictions Nguồn: Kết quả phân tích từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 7 NHOMTUOI | mean ---------+---------- 15-25 | 20225,68 26-35 | 28753,99 36-45 | 29163,92 45 - 55 | 30820,21 Tren 55 | 27984,28 ---------+---------- Total | 26996,3 -------------------- Number of obs = 7287 R-squared = 0,0491 Root MSE = 17655 Adj R-squared = 0,0486 Source | Partial SS df MS F Prob > F -----------+---------------------------------------------------- Model | 1,1730e+11 4 2,9325e+10 94,08 0,0000 | NHOMTUOI | 1,1730e+11 4 2,9325e+10 94,08 0,0000 | Residual | 2,2698e+12 7282 311697519 -----------+---------------------------------------------------- Total | 2,3871e+12 7286 327625968 Phụ lục 4.8: Kiểm định one way ANOVA: chênh lệch thu nhập theo nhóm tuổi 8 Margins : asbalanced -------------------------------------------------------------- | Unadjusted | Contrast Std. Err. [95% Conf. Interval] -------------+------------------------------------------------ NHOMTUOI | 2 vs 1 | 8528,315 549,1499 7451,822 9604,808 3 vs 1 | 8938,243 596,4394 7769,049 10107,44 4 vs 1 | 10594,53 657,2799 9306,072 11882,99 5 vs 1 | 7758,603 1206,965 5392,601 10124,6 3 vs 2 | 409,9276 565,4979 -698,6122 1518,467 4 vs 2 | 2066,215 629,3368 832,5329 3299,898 5 vs 2 | -769,7122 1191,979 -3106,336 1566,911 4 vs 3 | 1656,288 670,9986 340,936 2971,64 5 vs 3 | -1179,64 1214,491 -3560,393 1201,114 5 vs 4 | -2835,928 1245,498 -5277,464 -394,3913 -------------------------------------------------------------- Pairwise comparisons of marginal linear predictions Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 9 SECTION | mean --------+---------- FDI | 31856,41 KTNN | 37055,34 KTTN | 30486,47 HTX-HO | 18729,34 --------+---------- Total | 26996,3 ------------------- Number of obs = 7287 R-squared = 0,1963 Root MSE = 16229,8 Adj R-squared = 0,1960 Source | Partial SS df MS F Prob > F -----------+---------------------------------------------------- Model | 4,6869e+11 3 1,5623e+11 593,11 0,0000 | SECTION | 4,6869e+11 3 1,5623e+11 593,11 0,0000 | Residual | 1,9184e+12 7283 263406889 -----------+---------------------------------------------------- Total | 2,3871e+12 7286 327625968 Phụ lục 4.9: Kiểm định one way ANOVA: chênh lệch thu nhập theo thành phần
kinh tế Pairwise comparisons of marginal linear predictions Margins : asbalanced -------------------------------------------------------------- | Unadjusted | Contrast Std. Err. [95% Conf. Interval] -------------+------------------------------------------------ STRUCTURE | 2 vs 1 | -7328,245 433,4163 -8177,867 -6478,623 3 vs 1 | -17243,02 637,7917 -18493,28 -15992,77 3 vs 2 | -9914,78 628,0991 -11146,04 -8683,524 -------------------------------------------------------------- 10 Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 11 STRUCTURE | mean ------------+---------- DICH VU | 32664,45 CONG NGHIEP | 25336,2 NONG NGHIEP | 15421,42 ------------+---------- Total | 26996,3 ----------------------- Number of obs = 7287 R-squared = 0,0978 Root MSE = 17195,2 Adj R-squared = 0,0975 Source | Partial SS df MS F Prob > F -----------+---------------------------------------------------- Model | 2,3337e+11 2 1,1669e+11 394,64 0,0000 | STRUCTURE | 2,3337e+11 2 1,1669e+11 394,64 0,0000 | Residual | 2,1537e+12 7284 295676598 -----------+---------------------------------------------------- Total | 2,3871e+12 7286 327625968 Phụ lục 4.10: Kiểm định one way ANOVA: chênh lệch thu nhập theo cơ cấu
ngành kinh tế Pairwise comparisons of marginal linear predictions Margins : asbalanced -------------------------------------------------------------- | Unadjusted | Contrast Std. Err. [95% Conf. Interval] -------------+------------------------------------------------ STRUCTURE | 2 vs 1 | -7328,245 433,4163 -8177,867 -6478,623 3 vs 1 | -17243,02 637,7917 -18493,28 -15992,77 3 vs 2 | -9914,78 628,0991 -11146,04 -8683,524 -------------------------------------------------------------- 12 Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 13 ---------------------------------------------------------------------- | Nhom tuoi TTNT | 15-25 26-35 36-45 45 - 55 Tren 55 Total ----------+----------------------------------------------------------- Nong thon | 18473,74 24192,81 24194,48 22398,05 19229,29 22099,8 Thanh Thi | 24958,36 35654,38 36708,16 41284,1 37978,92 35141,02 | Total | 20225,68 28753,99 29163,92 30820,21 27984,28 26996,3 ---------------------------------------------------------------------- Phụ lục 4.11: Thu nhập theo khu vực thành thị/nông thôn và nhóm tuổi Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Phụ lục 4.12: Thu nhập theo khu vực thành thị/nông thôn và bằng cấp Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 14 ------------------------------------------------------------ | Loai hinh kinh te TTNT | FDI KTNN KTTN HTX-HO Total ----------+------------------------------------------------- Nong thon | 28211,25 30415,89 25339,32 17322,31 22099,8 Thanh Thi | 39758,7 42394,51 37277,96 22952,11 35141,02 | Total | 31856,41 37055,34 30486,47 18729,34 26996,3 ------------------------------------------------------------ Phụ lục 4.13: Thu nhập theo khu vực thành thị/nông thôn và ngành nghề Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) -------------------------------------------------------------------- | Loai hinh kinh te 6 vung dia ly | FDI KTNN KTTN HTX-HO Total ------------------+------------------------------------------------- DB song Hong | 32197,88 39755,69 32513,43 21312,06 29976,64 TD&MN phia Bac | 20801,48 34996,26 25638,46 17922,16 27237,58 BTB&DH mien Trung | 25302,22 33326,25 26724,04 17764,71 23953,57 Tay nguyen | 35003,43 34887,2 31521,23 18388,75 25605,75 Ðong Nam Bo | 36015,22 44354,04 37191 23492,7 33501,23 DB Song Cuu Long | 26328,51 35020,17 26913,47 15388,56 21972,66 | Total | 31856,41 37055,34 30486,47 18729,34 26996,3 -------------------------------------------------------------------- Phụ lục 4.14: Thu nhập theo vùng địa lý và thành phần kinh tế Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 15 ---------------------------------------------------------------------- | Nhom nganh Kinh te 6 vung dia ly | DICH VU CONG NGHIEP NONG NGHIEP Total ------------------+--------------------------------------------------- DB song Hong | 36380 26223,89 15454,62 29976,64 TD&MN phia Bac | 32622,41 21687,43 16886,65 27237,58 BTB&DH mien Trung | 28675,21 22441,33 15710,48 23953,57 Tay nguyen | 33447,36 24690,45 14935,77 25605,75 Ðong Nam Bo | 37309,55 33394,7 23635,59 33501,23 DB Song Cuu Long | 28853,74 21823,47 11640,97 21972,66 | Total | 32664,45 25336,2 15421,42 26996,3 ---------------------------------------------------------------------- Phụ lục 4.15: Thu nhập theo vùng địa lý và cơ cấu ngành Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 16 Phụ lục 5.1: Kết quả kiểm định hiệu quả của biến nội sinh Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Phụ lục 5.2: Kết quả kiểm định hiệu quả của biến công cụ Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 17 ---- Coefficients ---- | (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | ivreg6 reg6 Difference S.E. -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0507345 ,0546012 -,0038667 ,0013542 EXP | ,0548989 ,0530468 ,0018521 ,000504 EXP2 | -,0010228 -,0010124 -,0000104 2,84e-06 HHOLD | -,5658665 -,5853854 ,0195189 ,0053119 PRIVATE | -,2196204 -,2216106 ,0019902 ,0005416 STATE | -,2526602 -,2171894 -,0354708 ,0096531 INDUSTRY | ,1477649 ,1720716 -,0243067 ,0066149 SERVICE | ,1669587 ,2020503 -,0350916 ,0095499 URBAN | ,2436511 ,2558046 -,0121535 ,0033075 GENDER | ,2635012 ,2680535 -,0045523 ,0012389 ETHNIC | ,1896887 ,2052499 -,0155611 ,0042348 _cons | 8,790004 8,870324 -,08032 ,0218585 ------------------------------------------------------------------------------ b = consistent under Ho and Ha; obtained from ivregress B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from regress Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(1) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 13,50 Prob>chi2 = 0,0002 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 5.3: Kết quả kiểm định Durbin – Wu – Hausman Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 18 Phụ lục 5.4: Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) Phụ lục 5.5: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 19 Phụ lục 5.6: Kết quả hồi quy suất sinh lợi giáo dục theo năm đi học Source | SS df MS Number of obs = 7287 -------------+------------------------------ F( 11, 7275) = 349,06 Model | 1547,8569 11 140,714264 Prob > F = 0,0000 Residual | 2932,73424 7275 ,403124981 R-squared = 0,3455 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0,3445 Total | 4480,59114 7286 ,614958982 Root MSE = ,63492 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0546012 ,003221 6,95 0,000 ,0482932 ,0609124 EXP | ,0530468 ,0022717 23,35 0,000 ,0485935 ,0575 EXP2 | -,0010124 ,0000487 -20,79 0,000 -,0011078 -,0009169 HHOLD | -,5853854 ,0344499 -16,99 0,000 -,6529171 -,5178536 PRIVATE | -,2216106 ,0356086 -6,22 0,000 -,2914138 -,1518075 STATE | -,2171894 ,0376151 -5,77 0,000 -,290926 -,1434529 INDUSTRY | ,1720716 ,025496 6,75 0,000 ,1220921 ,2220511 SERVICE | ,2020503 ,0281825 7,17 0,000 ,1468044 ,2572962 URBAN | ,2558046 ,016716 15,30 0,000 ,2230364 ,2885728 GENDER | ,2680535 ,0156565 17,12 0,000 ,2373623 ,2987447 ETHNIC | ,2052499 ,0267735 7,67 0,000 ,1527659 ,2577338 _cons | 8,870324 ,0506572 175,10 0,000 8,771021 8,969627 ------------------------------------------------------------------------------ Hồi quy OLS 20 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 7287 Wald chi2(11) = 3529,71 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3433 Root MSE = ,63544 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0507345 ,0038807 13,07 0,000 ,0431285 ,0583405 EXP | ,0548989 ,002711 20,25 0,000 ,0495854 ,0602123 EXP2 | -,0010228 ,0000573 -17,85 0,000 -,0011352 -,0009105 HHOLD | -,5658665 ,0322086 -17,57 0,000 -,6289942 -,5027389 PRIVATE | -,2196204 ,0318265 -6,90 0,000 -,2819992 -,1572416 STATE | -,2526602 ,0365419 -6,91 0,000 -,324281 -,1810394 INDUSTRY | ,1477649 ,0290594 5,08 0,000 ,0908095 ,2047202 SERVICE | ,1669587 ,0326375 5,12 0,000 ,1029905 ,2309269 URBAN | ,2436511 ,0168509 14,46 0,000 ,2106241 ,2766782 GENDER | ,2635012 ,0164823 15,99 0,000 ,2311964 ,2958059 ETHNIC | ,1896887 ,0281034 6,75 0,000 ,1346071 ,2447703 _cons | 8,790004 ,0547884 160,44 0,000 8,682621 8,897387 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Hồi quy 2 giai đoạn Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 21 5.7 Kết quả hồi quy suất sinh lợi cho từng vùng kinh tế và các đặc điểm khác Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1736 Wald chi2(11) = 792,25 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3105 Root MSE = ,61695 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0745008 ,0101812 7,32 0,000 ,054546 ,0944556 EXP | ,056031 ,0047743 11,74 0,000 ,0466735 ,0653885 EXP2 | -,0011612 ,0001054 -11,02 0,000 -,0013677 -,0009547 HHOLD | -,5370066 ,0682556 -7,87 0,000 -,6707851 -,4032281 PRIVATE | -,2283107 ,0680279 -3,36 0,001 -,361643 -,0949785 STATE | -,308162 ,0730593 -4,22 0,000 -,4513556 -,1649685 INDUSTRY | ,412 ,0989882 4,16 0,000 ,2179867 ,6060134 SERVICE | ,396188 ,1024259 3,87 0,000 ,1954369 ,5969391 URBAN | ,2608699 ,0359155 7,26 0,000 ,1904768 ,331263 GENDER | ,3389107 ,0315464 10,74 0,000 ,277081 ,4007405 ETHNIC | -,0926702 ,1879147 -0,49 0,622 -,4609763 ,275636 _cons | 8,582802 ,2540839 33,78 0,000 8,084807 9,080797 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Đồng bằng sông Hồng Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1736) 22 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 805 Wald chi2(11) = 380,64 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3440 Root MSE = ,59525 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0728959 ,0125153 5,82 0,000 ,0483664 ,0974254 EXP | ,0710422 ,0075654 9,39 0,000 ,0562143 ,0858701 EXP2 | -,0013833 ,0001772 -7,81 0,000 -,0017306 -,001036 HHOLD | -,070798 ,1274329 -0,56 0,579 -,3205618 ,1789659 PRIVATE | ,1896393 ,1325599 1,43 0,153 -,0701734 ,4494519 STATE | ,1772401 ,1329262 1,33 0,182 -,0832904 ,4377707 INDUSTRY | ,0478201 ,1262032 0,38 0,705 -,1995336 ,2951737 SERVICE | ,0221719 ,1304826 0,17 0,865 -,2335692 ,277913 URBAN | ,1669453 ,0484602 3,44 0,001 ,071965 ,2619256 GENDER | ,1373832 ,0469606 2,93 0,003 ,045342 ,2294243 ETHNIC | ,0999697 ,0493849 2,02 0,043 ,003177 ,1967623 _cons | 8,226643 ,2094752 39,27 0,000 7,816079 8,637206 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Núi và trung du phía Bắc Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 805) 23 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1619 Wald chi2(11) = 731,69 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3233 Root MSE = ,62151 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0498899 ,0087277 5,72 0,000 ,032784 ,0669958 EXP | ,0641641 ,0050315 12,75 0,000 ,0543025 ,0740256 EXP2 | -,0011521 ,0001077 -10,70 0,000 -,0013632 -,0009411 HHOLD | -,2470964 ,099214 -2,49 0,013 -,4415522 -,0526406 PRIVATE | ,0251356 ,0990195 0,25 0,800 -,168939 ,2192102 STATE | ,0116408 ,1020694 0,11 0,909 -,1884115 ,2116931 INDUSTRY | ,0180685 ,0529834 0,34 0,733 -,0857771 ,1219142 SERVICE | ,0174682 ,061796 0,28 0,777 -,1036497 ,1385862 URBAN | ,2411912 ,0349454 6,90 0,000 ,1726996 ,3096829 GENDER | ,2318577 ,0339023 6,84 0,000 ,1654104 ,2983049 ETHNIC | ,4109942 ,0724442 5,67 0,000 ,2690061 ,5529823 _cons | 8,210492 ,1426989 57,54 0,000 7,930808 8,490177 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Bắc Trung Bộ và duyên hải miền Trung Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1619) 24 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 388 Wald chi2(11) = 238,68 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3906 Root MSE = ,57488 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0319986 ,0166637 1,92 0,055 -,0006617 ,0646588 EXP | ,0467649 ,0097986 4,77 0,000 ,0275601 ,0659697 EXP2 | -,0008769 ,000208 -4,22 0,000 -,0012846 -,0004692 HHOLD | -,5139571 ,2264861 -2,27 0,023 -,9578616 -,0700526 PRIVATE | -,1325104 ,2434336 -0,54 0,586 -,6096316 ,3446107 STATE | -,106669 ,2374606 -0,45 0,653 -,5720833 ,3587452 INDUSTRY | ,3683741 ,0941042 3,91 0,000 ,1839332 ,5528149 SERVICE | ,2844766 ,1038167 2,74 0,006 ,0809996 ,4879535 URBAN | ,1819934 ,0696027 2,61 0,009 ,0455745 ,3184122 GENDER | ,0847258 ,0604403 1,40 0,161 -,0337351 ,2031867 ETHNIC | ,0591886 ,0892577 0,66 0,507 -,1157533 ,2341305 _cons | 9,124196 ,2739045 33,31 0,000 8,587353 9,661039 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Tây Nguyên Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 388) 25 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1202 Wald chi2(11) = 631,94 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3496 Root MSE = ,56227 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0354798 ,0081424 4,36 0,000 ,019521 ,0514385 EXP | ,0496748 ,0051312 9,68 0,000 ,0396177 ,0597318 EXP2 | -,0009523 ,0001059 -8,99 0,000 -,0011599 -,0007447 HHOLD | -,4907809 ,0580004 -8,46 0,000 -,6044597 -,3771021 PRIVATE | -,1601961 ,0549082 -2,92 0,004 -,2678141 -,0525781 STATE | -,0377849 ,0655582 -0,58 0,564 -,1662767 ,0907069 INDUSTRY | ,1107973 ,0562631 1,97 0,049 ,0005237 ,2210709 SERVICE | ,0929046 ,0601044 1,55 0,122 -,0248978 ,2107071 URBAN | ,2218728 ,0378098 5,87 0,000 ,147767 ,2959787 GENDER | ,2654575 ,033565 7,91 0,000 ,1996713 ,3312437 ETHNIC | -,0194748 ,1016487 -0,19 0,848 -,2187025 ,1797529 _cons | 9,389203 ,1371353 68,47 0,000 9,120423 9,657983 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Đông Nam Bộ Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1202) 26 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1537 Wald chi2(11) = 951,57 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3963 Root MSE = ,66594 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0473824 ,0103323 4,59 0,000 ,0271315 ,0676333 EXP | ,0513736 ,005589 9,19 0,000 ,0404194 ,0623279 EXP2 | -,000887 ,0001008 -8,80 0,000 -,0010847 -,0006894 HHOLD | -,5589954 ,1086687 -5,14 0,000 -,7719821 -,3460086 PRIVATE | -,1793918 ,1076237 -1,67 0,096 -,3903303 ,0315467 STATE | -,2717042 ,1211983 -2,24 0,025 -,5092486 -,0341599 INDUSTRY | ,2699556 ,0513694 5,26 0,000 ,1692735 ,3706377 SERVICE | ,388475 ,0578387 6,72 0,000 ,2751132 ,5018368 URBAN | ,2127669 ,0424684 5,01 0,000 ,1295304 ,2960034 GENDER | ,3531902 ,0353927 9,98 0,000 ,2838217 ,4225587 ETHNIC | ,1606454 ,0597268 2,69 0,007 ,043583 ,2777077 _cons | 8,589928 ,15627 54,97 0,000 8,283644 8,896211 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Tây Nam Bộ Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1537) 27 note: SERVICE omitted because of collinearity note: SERVICE omitted because of collinearity Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 434 Wald chi2(7) = 89,51 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,1875 Root MSE = ,54205 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0572307 ,0195387 2,93 0,003 ,0189356 ,0955258 EXP | ,0530666 ,0110423 4,81 0,000 ,0314241 ,0747091 EXP2 | -,0009596 ,0002324 -4,13 0,000 -,0014151 -,000504 INDUSTRY | -,1563433 ,1139675 -1,37 0,170 -,3797155 ,0670289 SERVICE | 0 (omitted) URBAN | ,1439215 ,0689803 2,09 0,037 ,0087226 ,2791203 GENDER | ,1284914 ,0614089 2,09 0,036 ,0081322 ,2488506 ETHNIC | ,1864395 ,1729171 1,08 0,281 -,1524717 ,5253508 _cons | 9,106562 ,3132925 29,07 0,000 8,49252 9,720603 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 INDUSTRY URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Thành phần kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 434) 28 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 3377 Wald chi2(8) = 1060,05 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,2392 Root MSE = ,65087 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0217787 ,0049815 4,37 0,000 ,0120152 ,0315422 EXP | ,0524933 ,0034094 15,40 0,000 ,0458111 ,0591756 EXP2 | -,0009694 ,0000675 -14,36 0,000 -,0011017 -,0008371 INDUSTRY | ,225529 ,0309458 7,29 0,000 ,1648763 ,2861817 SERVICE | ,3790899 ,0366431 10,35 0,000 ,3072707 ,4509091 URBAN | ,193245 ,0275401 7,02 0,000 ,1392675 ,2472226 GENDER | ,4465346 ,0247628 18,03 0,000 ,3980004 ,4950688 ETHNIC | ,2492443 ,0390823 6,38 0,000 ,1726444 ,3258442 _cons | 8,165925 ,0586156 139,31 0,000 8,05104 8,280809 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Thành phần kinh kinh tế hộ gia đình Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 3377) 29 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 2082 Wald chi2(8) = 592,51 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,2687 Root MSE = ,60255 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,1063924 ,0098935 10,75 0,000 ,0870015 ,1257833 EXP | ,061518 ,0045472 13,53 0,000 ,0526056 ,0704304 EXP2 | -,0010812 ,0001085 -9,97 0,000 -,0012937 -,0008686 INDUSTRY | -,2437892 ,0799324 -3,05 0,002 -,4004538 -,0871247 SERVICE | -,5452229 ,0824685 -6,61 0,000 -,7068582 -,3835875 URBAN | ,2561488 ,029458 8,70 0,000 ,1984122 ,3138854 GENDER | ,0469682 ,0271642 1,73 0,084 -,0062726 ,100209 ETHNIC | ,0326098 ,0433754 0,75 0,452 -,0524044 ,1176241 _cons | 8,615093 ,1221217 70,55 0,000 8,375739 8,854447 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Thành phần kinh tế nhà nước Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 2082) 30 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1394 Wald chi2(8) = 451,03 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,2591 Root MSE = ,58804 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0685292 ,0075601 9,06 0,000 ,0537117 ,0833466 EXP | ,0549566 ,0052519 10,46 0,000 ,044663 ,0652502 EXP2 | -,0010261 ,0001147 -8,95 0,000 -,0012509 -,0008014 INDUSTRY | ,1103114 ,1502355 0,73 0,463 -,1841448 ,4047677 SERVICE | ,1518695 ,1539745 0,99 0,324 -,149915 ,453654 URBAN | ,1907221 ,0371308 5,14 0,000 ,1179471 ,2634972 GENDER | ,2760601 ,0326996 8,44 0,000 ,21197 ,3401502 ETHNIC | ,3257316 ,0746598 4,36 0,000 ,1794011 ,4720621 _cons | 8,321798 ,1769443 47,03 0,000 7,974994 8,668602 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 INDUSTRY SERVICE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Thành phần kinh tế tư nhân Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1394) 31 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 3368 Wald chi2(9) = 1480,79 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,3124 Root MSE = ,60026 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0385638 ,0048839 7,90 0,000 ,0289916 ,048136 EXP | ,052716 ,0033095 15,93 0,000 ,0462294 ,0592026 EXP2 | -,001007 ,0000708 -14,22 0,000 -,0011458 -,0008682 HHOLD | -,6518406 ,0364381 -17,89 0,000 -,7232579 -,5804233 PRIVATE | -,2649732 ,0367389 -7,21 0,000 -,3369802 -,1929662 STATE | -,1328336 ,0484935 -2,74 0,006 -,2278791 -,0377881 URBAN | ,2328214 ,0242513 9,60 0,000 ,1852898 ,280353 GENDER | ,4222739 ,0232456 18,17 0,000 ,3767134 ,4678343 ETHNIC | ,3658036 ,0451796 8,10 0,000 ,2772532 ,454354 _cons | 8,848208 ,0716862 123,43 0,000 8,707706 8,988711 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Khu vực kinh tế công nghiệp Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 3368) 32 Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 2955 Wald chi2(9) = 1043,03 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,2761 Root MSE = ,63223 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0859781 ,0071944 11,95 0,000 ,0718775 ,1000788 EXP | ,0647475 ,0037255 17,38 0,000 ,0574456 ,0720493 EXP2 | -,0011571 ,0000821 -14,10 0,000 -,001318 -,0009962 HHOLD | -,4029682 ,1121439 -3,59 0,000 -,6227662 -,1831701 PRIVATE | -,1797363 ,1091386 -1,65 0,100 -,3936441 ,0341714 STATE | -,4304719 ,1057028 -4,07 0,000 -,6376455 -,2232983 URBAN | ,1962702 ,0254464 7,71 0,000 ,1463962 ,2461443 GENDER | ,0942773 ,0237526 3,97 0,000 ,047723 ,1408315 ETHNIC | ,0554287 ,0430884 1,29 0,198 -,0290229 ,1398804 _cons | 8,736387 ,1495772 58,41 0,000 8,443221 9,029553 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE STATE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Khu vực kinh tế dịch vụ Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 2955) 33 note: STATE omitted because of collinearity Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 964 Wald chi2(8) = 305,87 Prob > chi2 = 0,0000 R-squared = 0,2401 Root MSE = ,68773 ------------------------------------------------------------------------------ lnEARN | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- SCHOOL | ,0116696 ,0094403 1,24 0,216 -,0068331 ,0301723 EXP | ,0431581 ,0070784 6,10 0,000 ,0292847 ,0570314 EXP2 | -,0008215 ,0001292 -6,36 0,000 -,0010746 -,0005684 HHOLD | -,894433 ,0903124 -9,90 0,000 -1,071442 -,717424 PRIVATE | -,5266271 ,1922728 -2,74 0,006 -,9034749 -,1497793 STATE | 0 (omitted) URBAN | ,309163 ,0739941 4,18 0,000 ,1641372 ,4541888 GENDER | ,3200777 ,0457275 7,00 0,000 ,2304535 ,4097019 ETHNIC | ,2081781 ,0567189 3,67 0,000 ,097011 ,3193452 _cons | 9,308037 ,1539402 60,47 0,000 9,00632 9,609754 ------------------------------------------------------------------------------ Instrumented: SCHOOL Instruments: EXP EXP2 HHOLD PRIVATE URBAN GENDER ETHNIC HHEDU HHMAR Khu vực kinh tế nông nghiệp Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 964) 34 Linear regression Number of obs = 7287 F( 14, 7272) = 298,02 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3514 Root MSE = ,63218 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0505781 ,002606 19,41 0,000 ,0454697 ,0556866 EXP2 | -,0010351 ,000056 -18,47 0,000 -,0011449 -,0009252 PRIMA | -,1443178 ,0227219 -6,35 0,000 -,1888593 -,0997762 SECON | -,1336579 ,0234381 -5,70 0,000 -,1796035 -,0877124 HISCH | -,1130162 ,0288757 -3,91 0,000 -,169621 -,0564114 UNIV | ,3729035 ,0233128 16,00 0,000 ,3272035 ,4186034 HHOLD | -,6208079 ,0317073 -19,58 0,000 -,6829634 -,5586524 PRIVATE | -,2481417 ,0316348 -7,84 0,000 -,3101551 -,1861283 STATE | -,2287471 ,0349291 -6,55 0,000 -,2972183 -,1602758 INDUSTRY | ,2994847 ,0280864 10,66 0,000 ,2444272 ,3545421 SERVICE | ,307089 ,0299904 10,24 0,000 ,2482992 ,3658788 URBAN | ,253609 ,0162904 15,57 0,000 ,2216751 ,2855429 GENDER | ,2866293 ,0164153 17,46 0,000 ,2544505 ,3188081 ETHNIC | ,2642705 ,027826 9,50 0,000 ,2097234 ,3188176 _cons | 9,151841 ,0480115 190,62 0,000 9,057725 9,245958 ------------------------------------------------------------------------------ 5.8 Tỷ suất lợi suất giáo dụccả nước Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 7.287) 35 5.9 Tỉ suất lợi suất giáo dục của các vùng kinh tế và các đặc điểm khác Linear regression Number of obs = 1736 F( 14, 1721) = 63,63 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3444 Root MSE = ,60419 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0527792 ,0054525 9,68 0,000 ,042085 ,0634734 EXP2 | -,0011543 ,0001267 -9,11 0,000 -,0014029 -,0009057 PRIMA | -,2342553 ,0604129 -3,88 0,000 -,3527457 -,1157649 SECON | -,2802613 ,0495648 -5,65 0,000 -,3774749 -,1830477 HISCH | -,1974284 ,0558663 -3,53 0,000 -,3070015 -,0878554 UNIV | ,3252542 ,0440716 7,38 0,000 ,2388147 ,4116936 HHOLD | -,5965345 ,0665129 -8,97 0,000 -,7269891 -,4660799 PRIVATE | -,2851619 ,0616298 -4,63 0,000 -,4060391 -,1642847 STATE | -,3528094 ,0660114 -5,34 0,000 -,4822805 -,2233383 INDUSTRY | ,4571926 ,1240546 3,69 0,000 ,2138789 ,7005063 SERVICE | ,4590621 ,1243659 3,69 0,000 ,2151379 ,7029863 URBAN | ,2774839 ,0332799 8,34 0,000 ,2122107 ,3427572 GENDER | ,3487229 ,0338191 10,31 0,000 ,2823921 ,4150538 ETHNIC | -,0509374 ,1893227 -0,27 0,788 -,4222642 ,3203894 _cons | 9,457341 ,2317289 40,81 0,000 9,002842 9,911841 ------------------------------------------------------------------------------ Đồng bằng sông Hồng Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1.736) 36 Linear regression Number of obs = 805 F( 14, 790) = 38,08 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3462 Root MSE = ,59988 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0646689 ,0084001 7,70 0,000 ,0481797 ,081158 EXP2 | -,0013618 ,0002 -6,81 0,000 -,0017544 -,0009692 PRIMA | -,262471 ,0707912 -3,71 0,000 -,4014321 -,1235099 SECON | -,1772068 ,0708652 -2,50 0,013 -,3163133 -,0381004 HISCH | -,3283175 ,1002622 -3,27 0,001 -,5251292 -,1315058 UNIV | ,3800695 ,05949 6,39 0,000 ,2632923 ,4968467 HHOLD | -,222963 ,1207805 -1,85 0,065 -,4600516 ,0141257 PRIVATE | ,0893239 ,1259522 0,71 0,478 -,1579167 ,3365645 STATE | ,1197389 ,129522 0,92 0,356 -,1345092 ,373987 INDUSTRY | ,1665312 ,1372007 1,21 0,225 -,1027898 ,4358522 SERVICE | ,1658961 ,1403123 1,18 0,237 -,109533 ,4413252 URBAN | ,1780116 ,0483292 3,68 0,000 ,0831429 ,2728804 GENDER | ,1598085 ,0486865 3,28 0,001 ,0642384 ,2553786 ETHNIC | ,2084503 ,045025 4,63 0,000 ,1200674 ,2968332 _cons | 8,992486 ,1916997 46,91 0,000 8,616185 9,368787 ------------------------------------------------------------------------------ Núi và trung du phía Bắc Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 805) 37 Linear regression Number of obs = 1619 F( 14, 1604) = 62,36 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3379 Root MSE = ,61763 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0601077 ,0057474 10,46 0,000 ,0488344 ,071381 EXP2 | -,0011591 ,0001226 -9,45 0,000 -,0013996 -,0009185 PRIMA | -,1668226 ,0466358 -3,58 0,000 -,2582961 -,075349 SECON | -,1907002 ,0508173 -3,75 0,000 -,2903755 -,0910249 HISCH | -,1730336 ,0582221 -2,97 0,003 -,287233 -,0588341 UNIV | ,3853884 ,0550498 7,00 0,000 ,2774113 ,4933654 HHOLD | -,3036519 ,0909284 -3,34 0,001 -,4820029 -,1253008 PRIVATE | ,0034042 ,0903027 0,04 0,970 -,1737195 ,180528 STATE | ,0009528 ,0971767 0,01 0,992 -,1896539 ,1915595 INDUSTRY | ,1569445 ,0527684 2,97 0,003 ,0534423 ,2604468 SERVICE | ,124735 ,0596727 2,09 0,037 ,0076902 ,2417797 URBAN | ,2434656 ,0346577 7,02 0,000 ,1754865 ,3114446 GENDER | ,2775496 ,0343081 8,09 0,000 ,2102562 ,344843 ETHNIC | ,4588067 ,0787813 5,82 0,000 ,3042815 ,6133319 _cons | 8,637446 ,1207588 71,53 0,000 8,400584 8,874307 ------------------------------------------------------------------------------ Bắc Trung Bộ và duyên hải miền Trung Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1.619) 38 Linear regression Number of obs = 388 F( 14, 373) = 26,66 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,4055 Root MSE = ,57915 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0445444 ,0110156 4,04 0,000 ,022884 ,0662048 EXP2 | -,0008752 ,0002584 -3,39 0,001 -,0013833 -,0003671 PRIMA | -,14534 ,0953394 -1,52 0,128 -,3328101 ,0421302 SECON | -,187173 ,098733 -1,90 0,059 -,381316 ,00697 HISCH | -,0895935 ,1168388 -0,77 0,444 -,3193388 ,1401517 UNIV | ,3504211 ,0888723 3,94 0,000 ,1756675 ,5251747 HHOLD | -,489687 ,2553197 -1,92 0,056 -,9917335 ,0123594 PRIVATE | -,0712337 ,2646095 -0,27 0,788 -,5915471 ,4490796 STATE | -,0933931 ,2572764 -0,36 0,717 -,5992871 ,4125008 INDUSTRY | ,4071539 ,0836538 4,87 0,000 ,2426616 ,5716461 SERVICE | ,3014298 ,1136945 2,65 0,008 ,0778672 ,5249924 URBAN | ,1955206 ,0671865 2,91 0,004 ,0634088 ,3276324 GENDER | ,0947634 ,0620822 1,53 0,128 -,0273116 ,2168384 ETHNIC | ,2143779 ,1029942 2,08 0,038 ,0118558 ,4169 _cons | 9,282882 ,286442 32,41 0,000 8,719639 9,846126 ------------------------------------------------------------------------------ Tây Nguyên Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 388) 39 Linear regression Number of obs = 1202 F( 14, 1187) = 46,53 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3606 Root MSE = ,56097 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0467636 ,0059841 7,81 0,000 ,035023 ,0585042 EXP2 | -,0009717 ,0001253 -7,76 0,000 -,0012175 -,0007259 PRIMA | -,1295169 ,0456618 -2,84 0,005 -,2191038 -,0399299 SECON | -,023193 ,0506795 -0,46 0,647 -,1226244 ,0762383 HISCH | -,0753339 ,057041 -1,32 0,187 -,1872463 ,0365785 UNIV | ,3070051 ,0534729 5,74 0,000 ,2020932 ,4119171 HHOLD | -,5563136 ,0534536 -10,41 0,000 -,6611877 -,4514395 PRIVATE | -,1813459 ,0488465 -3,71 0,000 -,277181 -,0855108 STATE | -,0342923 ,0545621 -0,63 0,530 -,1413413 ,0727567 INDUSTRY | ,1380471 ,0620937 2,22 0,026 ,0162214 ,2598728 SERVICE | ,1344883 ,0620934 2,17 0,031 ,0126633 ,2563133 URBAN | ,2417413 ,0352523 6,86 0,000 ,1725776 ,3109051 GENDER | ,2719214 ,0341097 7,97 0,000 ,2049993 ,3388435 ETHNIC | ,0306386 ,0856211 0,36 0,721 -,137347 ,1986242 _cons | 9,684694 ,1105916 87,57 0,000 9,467717 9,901671 ------------------------------------------------------------------------------ Đông Nam Bộ Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1.202) 40 Linear regression Number of obs = 1537 F( 14, 1522) = 83,89 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3891 Root MSE = ,67318 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0423425 ,00555 7,63 0,000 ,0314561 ,0532288 EXP2 | -,000817 ,0001085 -7,53 0,000 -,0010299 -,0006042 PRIMA | -,0762544 ,0443018 -1,72 0,085 -,1631535 ,0106447 SECON | -,072124 ,0624805 -1,15 0,249 -,194681 ,050433 HISCH | ,1045722 ,0777839 1,34 0,179 -,0480028 ,2571472 UNIV | ,504375 ,0559891 9,01 0,000 ,3945509 ,614199 HHOLD | -,6410197 ,1069296 -5,99 0,000 -,8507647 -,4312748 PRIVATE | -,2268481 ,1047676 -2,17 0,031 -,4323522 -,021344 STATE | -,261764 ,115935 -2,26 0,024 -,4891733 -,0343548 INDUSTRY | ,3477419 ,0569449 6,11 0,000 ,2360431 ,4594407 SERVICE | ,4739962 ,0566635 8,37 0,000 ,3628494 ,585143 URBAN | ,2338078 ,0378116 6,18 0,000 ,1596395 ,3079762 GENDER | ,3631875 ,0378162 9,60 0,000 ,2890102 ,4373648 ETHNIC | ,2356652 ,0610274 3,86 0,000 ,1159584 ,355372 _cons | 8,927375 ,1323301 67,46 0,000 8,667806 9,186943 ------------------------------------------------------------------------------ Đồng bằng Sông Cửu Long Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1.537) 41 Linear regression Number of obs = 2736 F( 12, 2723) = 100,68 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3185 Root MSE = ,57456 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0495506 ,0040429 12,26 0,000 ,0416231 ,0574781 EXP2 | -,0009675 ,0000909 -10,65 0,000 -,0011457 -,0007893 PRIMA | -,2604513 ,040335 -6,46 0,000 -,3395415 -,1813611 SECON | -,2283186 ,0395986 -5,77 0,000 -,3059648 -,1506723 HISCH | -,1508047 ,0400995 -3,76 0,000 -,2294333 -,0721762 UNIV | ,3056296 ,027881 10,96 0,000 ,2509597 ,3602996 HHOLD | -,4563747 ,034069 -13,40 0,000 -,5231784 -,3895711 PRIVATE | -,039004 ,0290687 -1,34 0,180 -,096003 ,017995 INDUSTRY | ,2251185 ,0683394 3,29 0,001 ,0911163 ,3591208 SERVICE | ,1842409 ,0685621 2,69 0,007 ,0498019 ,3186798 GENDER | ,2228319 ,0233912 9,53 0,000 ,1769655 ,2686982 ETHNIC | ,2312897 ,0495835 4,66 0,000 ,1340646 ,3285149 _cons | 9,417773 ,0889199 105,91 0,000 9,243416 9,592131 ------------------------------------------------------------------------------ Thành thị Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 2.736) 42 Linear regression Number of obs = 4551 F( 12, 4538) = 142,76 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,2606 Root MSE = ,66516 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0481917 ,0033558 14,36 0,000 ,0416128 ,0547706 EXP2 | -,001013 ,0000708 -14,31 0,000 -,0011518 -,0008742 PRIMA | -,0820545 ,0274585 -2,99 0,003 -,1358865 -,0282226 SECON | -,0865131 ,029119 -2,97 0,003 -,1436005 -,0294257 HISCH | -,0714665 ,0405106 -1,76 0,078 -,1508869 ,0079539 UNIV | ,398575 ,0395673 10,07 0,000 ,3210037 ,4761462 HHOLD | -,4439945 ,030943 -14,35 0,000 -,5046578 -,3833312 PRIVATE | -,0999963 ,0334294 -2,99 0,003 -,1655342 -,0344584 INDUSTRY | ,319862 ,0314036 10,19 0,000 ,2582956 ,3814284 SERVICE | ,2900106 ,0354249 8,19 0,000 ,2205606 ,3594607 GENDER | ,3029397 ,0222785 13,60 0,000 ,259263 ,3466163 ETHNIC | ,2826903 ,0326715 8,65 0,000 ,2186383 ,3467423 _cons | 8,950044 ,0543482 164,68 0,000 8,843495 9,056593 ------------------------------------------------------------------------------ Nông thôn Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 4551) 43 note: INDUSTRY omitted because of collinearity Linear regression Number of obs = 434 F( 8, 425) = 18,99 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,2188 Root MSE = ,5371 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0432477 ,0109663 3,94 0,000 ,0216927 ,0648026 EXP2 | -,0008895 ,0002738 -3,25 0,001 -,0014276 -,0003514 PRIMA | -,1890955 ,0886909 -2,13 0,034 -,3634229 -,0147682 SECON | -,1457437 ,0761792 -1,91 0,056 -,2954786 ,0039912 HISCH | -,0788194 ,0819926 -0,96 0,337 -,2399809 ,0823421 UNIV | ,5887567 ,0954391 6,17 0,000 ,4011654 ,7763481 INDUSTRY | 0 (omitted) SERVICE | ,144846 ,1090557 1,33 0,185 -,0695097 ,3592017 URBAN | ,1561555 ,0552804 2,82 0,005 ,0474984 ,2648126 _cons | 9,862485 ,1054083 93,56 0,000 9,655298 10,06967 ----------------------------------------------------------------------------- Thành phần kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 434) 44 Linear regression Number of obs = 3377 F( 9, 3367) = 61,51 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,1472 Root MSE = ,69011 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0525569 ,0040593 12,95 0,000 ,044598 ,0605158 EXP2 | -,0010346 ,0000816 -12,68 0,000 -,0011947 -,0008746 PRIMA | ,0059384 ,0311473 0,19 0,849 -,055131 ,0670078 SECON | ,0583881 ,0346274 1,69 0,092 -,0095047 ,126281 HISCH | ,0602762 ,0487307 1,24 0,216 -,0352686 ,155821 UNIV | ,3301923 ,1565747 2,11 0,035 ,0232011 ,6371835 INDUSTRY | ,3923027 ,0320978 12,22 0,000 ,3293695 ,4552359 SERVICE | ,4681097 ,0369493 12,67 0,000 ,3956644 ,540555 URBAN | ,1844677 ,0284184 6,49 0,000 ,1287486 ,2401868 _cons | 8,73282 ,0533906 163,56 0,000 8,628139 8,837501 ------------------------------------------------------------------------------ Thành phần kinh tế hộ gia đình Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 3.377) 45 Linear regression Number of obs = 2082 F( 9, 2072) = 73,69 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,3017 Root MSE = ,59018 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0663561 ,0053628 12,37 0,000 ,0558392 ,0768731 EXP2 | -,0012653 ,0001255 -10,08 0,000 -,0015114 -,0010192 PRIMA | -,5031879 ,0895915 -5,62 0,000 -,6788867 -,3274891 SECON | -,56701 ,0671306 -8,45 0,000 -,6986605 -,4353595 HISCH | -,3627544 ,0601917 -6,03 0,000 -,4807969 -,244712 UNIV | ,2937331 ,0272066 10,80 0,000 ,2403779 ,3470883 INDUSTRY | -,0692081 ,0831638 -0,83 0,405 -,2323015 ,0938853 SERVICE | -,3202326 ,0778445 -4,11 0,000 -,4728942 -,167571 URBAN | ,2832813 ,0268706 10,54 0,000 ,2305852 ,3359775 _cons | 9,778829 ,0886931 110,25 0,000 9,604892 9,952765 ------------------------------------------------------------------------------ Thành phần kinh tế nhà nước Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 2082) 46 Linear regression Number of obs = 1394 F( 9, 1384) = 40,41 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,2097 Root MSE = ,60949 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0509296 ,0056484 9,02 0,000 ,0398492 ,0620099 EXP2 | -,0010583 ,0001295 -8,17 0,000 -,0013124 -,0008042 PRIMA | -,2390408 ,0473969 -5,04 0,000 -,3320183 -,1460633 SECON | -,1522928 ,044905 -3,39 0,001 -,2403819 -,0642036 HISCH | -,0788297 ,054359 -1,45 0,147 -,1854647 ,0278053 UNIV | ,4561303 ,0550763 8,28 0,000 ,3480882 ,5641724 INDUSTRY | ,2346591 ,140907 1,67 0,096 -,0417552 ,5110734 SERVICE | ,3200964 ,1443692 2,22 0,027 ,0368903 ,6033024 URBAN | ,236567 ,0367733 6,43 0,000 ,1644296 ,3087044 _cons | 9,382714 ,1527014 61,44 0,000 9,083163 9,682265 ------------------------------------------------------------------------------ Thành phần kinh tế tư nhân Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 1.394) 47 Linear regression Number of obs = 3368 F( 10, 3357) = 102,93 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,2288 Root MSE = ,63671 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,053048 ,0043154 12,29 0,000 ,0445869 ,061509 EXP2 | -,0010503 ,000095 -11,05 0,000 -,0012366 -,000864 PRIMA | -,1120727 ,0325364 -3,44 0,001 -,1758659 -,0482795 SECON | -,0374539 ,0312813 -1,20 0,231 -,0987862 ,0238783 HISCH | ,0230256 ,0394534 0,58 0,560 -,0543295 ,1003808 UNIV | ,5804701 ,0518286 11,20 0,000 ,4788513 ,682089 HHOLD | -,4974123 ,0339212 -14,66 0,000 -,5639206 -,4309041 STATE | -,0008539 ,049353 -0,02 0,986 -,0976188 ,095911 PRIVATE | -,1877097 ,0339039 -5,54 0,000 -,2541841 -,1212353 URBAN | ,2068161 ,0244617 8,45 0,000 ,1588548 ,2547775 _cons | 9,693358 ,0478818 202,44 0,000 9,599478 9,787239 ------------------------------------------------------------------------------ Khu vực kinh tế công nghiệp Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 3.368) 48 Linear regression Number of obs = 2955 F( 10, 2944) = 129,24 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,2995 Root MSE = ,62308 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0619038 ,0038894 15,92 0,000 ,0542775 ,06953 EXP2 | -,0012514 ,0000877 -14,26 0,000 -,0014235 -,0010794 PRIMA | -,3362638 ,049572 -6,78 0,000 -,4334631 -,2390644 SECON | -,3461165 ,0450492 -7,68 0,000 -,4344476 -,2577854 HISCH | -,2791351 ,0454457 -6,14 0,000 -,3682436 -,1900266 UNIV | ,3132841 ,0267303 11,72 0,000 ,260872 ,3656962 HHOLD | -,6343254 ,1023509 -6,20 0,000 -,8350119 -,4336388 STATE | -,4550426 ,0989995 -4,60 0,000 -,6491578 -,2609274 PRIVATE | -,2665284 ,1019603 -2,61 0,009 -,466449 -,0666077 URBAN | ,2331198 ,0239605 9,73 0,000 ,1861388 ,2801008 _cons | 9,983596 ,1052634 94,84 0,000 9,777199 10,18999 ------------------------------------------------------------------------------ Khu vực kinh tế dịch vụ Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 2.955) 49 Linear regression Number of obs = 964 F( 9, 954) = 28,23 Prob > F = 0,0000 R-squared = 0,1894 Root MSE = ,71403 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust lnEARN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- EXP | ,0417176 ,0076058 5,48 0,000 ,0267916 ,0566437 EXP2 | -,0008352 ,0001409 -5,93 0,000 -,0011118 -,0005587 PRIMA | ,0853017 ,0517396 1,65 0,100 -,0162349 ,1868382 SECON | ,0399005 ,0856548 0,47 0,641 -,1281931 ,2079942 HISCH | -,0205173 ,1179563 -0,17 0,862 -,2520012 ,2109665 UNIV | ,2110311 ,2815816 0,75 0,454 -,3415598 ,763622 HHOLD | -,4799375 ,1389883 -3,45 0,001 -,7526955 -,2071795 STATE | ,4783594 ,1566466 3,05 0,002 ,1709478 ,785771 PRIVATE | 0 (omitted) URBAN | ,3582802 ,0746194 4,80 0,000 ,211843 ,5047174 _cons | 9,289293 ,1761399 52,74 0,000 8,943627 9,63496 ------------------------------------------------------------------------------ Khu vực kinh tế nông nghiệp Nguồn: tác giả tổng hợp từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, (n = 964) 50TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG VIỆT
PHỤ LỤC
